Evolução da distribuição dos casais brasileiros de acordo com a geração da renda familiar por gênero

EVOLUÇÃO DA DISTRIBUIÇÃO DOS CASAIS BRASILEIROS DE ACORDO COM A GERAÇÃO DA RENDA FAMILIAR POR GÊNERO Natalia Ferreira Batista 1

Resumo

Devido à inserção da mulher no mercado de trabalho, a estratégia de alocação do tempo dos cônjuges vem se distanciando do modelo tradicional, onde o homem era o único provedor de renda, para aquele em que ambos os cônjuges contribuem economicamente para a família. A proporção de casais com duplo rendimento já é maioria nos países desenvolvidos. Nestes casos, principalmente na Europa, notam-se mudanças nas demandas sociais por parte de políticas públicas que sejam a favor das famílias com duplo rendimento através da facilitação ao acesso de formas flexíveis de emprego e a serviços de cuidados infantis. No Brasil, a ausência de estudos que caracterizem a evolução da participação deste tipo de casal, dificulta a percepção das demandas sociais direcionadas a políticas públicas familiares. Este artigo com esta lacuna propondo a análise da mudança da distribuição dos casais brasileiros entre as diferentes estratégias de participação da mulher para a renda do casal durante os últimos 30 anos. Através dos dados da PNAD de 1977 e 2007 pretende-se estimar a probabilidade do casal brasileiro, residente nas áreas metropolitanas, adotar a estratégia de duplo rendimento. Os resultados possibilitaram a análise dos fatores individuais e familiares que mais contam para a adoção deste modelo de geração de familiar.

Palavras-chave: oferta de trabalho feminina, casal duplo-rendimento, logit multinomial

1 Professora do departamento de Economia da FEARP (Faculdade de Economia, Administração e Contabilidade da USP /Campus Ribeirão Preto), contato: [email protected]. A autora agradece o apoio financeiro da CNPq para a realização deste trabalho (Edital MCT/CNPq/SPM-PR/MDA Nº 57).

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EVOLUÇÃO DA DISTRIBUIÇÃO DOS CASAIS BRASILEIROS DE ACORDO COM A GERAÇÃO DA RENDA FAMILIAR POR GÊNERO 1. Introdução Durante as últimas décadas, o Brasil e o mundo, testemunharam o aumento da escolaridade feminina e a elevação da participação das mulheres no mercado de trabalho. O aumento da mulher na atividade econômica, e consequentemente a elevação da importância relativa de seus rendimentos, incentivou estudos que analisam a posição desfavorável da mulher no mercado de trabalho devido tanto a discriminação quanto a segmentação dos postos. Paralelamente a questão desvantajosa da mulher no mercado de trabalho, temos também o âmbito familiar, onde a especialização tradicional dos casais em trabalho doméstico/ mercado de trabalho (Becker, 1991), caracterizada por maridos provedores e esposas “donas-de-casa”, tornou-se cada vez menos comum. Atualmente, apesar das diferenças não desprezíveis entre os países, a proporção de casais com duplo rendimento do trabalho já é maioria nos países da União Européia2. Nos Estados Unidos em 1990 apenas uma quarta parte dos domicílios correspondia ao modelo onde o marido é o único provedor da família (Giddens, 2000). A construção de uma sociedade baseada em famílias com duplo rendimento pode ser conseqüência tanto de uma convergência dos papéis de gênero, quanto apenas representar uma estratégia deliberada do casal para responder ao aumento da instabilidade econômica. De qualquer maneira, a mudança do status da esposa na composição da renda familiar traz consigo alterações nos papéis desempenhados por estas no mercado de trabalho e nas famílias. O aumento da renda de um dos parceiros, digamos a mulher, relativamente aos rendimentos do marido, eleva (teoricamente) seu poder de barganha. No entanto, os trabalhos de Blumberg e Coleman (1989) e de Deutsch et al (2003) apontam que apesar de a influência das rendas absoluta e relativa dos cônjuges ser essencial para a divisão do poder familiar, esse pode ser diminuído perante as ideologias de gênero. Paralelamente a difusão deste novo modelo de vida familiar, onde ambos os cônjuges estão inseridos no mercado de trabalho, observa-se (apesar das diferenças culturais) a persistência da manutenção das regras de gênero que embutem à mulher a principal responsabilidade pela atividade doméstica no lar. Neste contexto, internacionalmente, surge o debate referente à necessidade de um Estado de bem estar que seja favorável a mulher, onde cresce a demanda por formas de emprego mais flexíveis juntamente com viabilidade a serviços de cuidado infantil.

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O trabalho de Coppola e Freguja (2008) mostra que nos países do norte como Dinamarca, Finlândia, Noruega, Islândia e Suécia menos de 10% dos casais adotam a estratégia de ter apenas o marido como provedor da renda familiar. Em contrapartida, os países do sul tais como Espanha, Itália e Grécia mais de 30% dos casais adotam este modelo.

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O posicionamento do Brasil perante este novo tipo de sociedade ainda é pouco discutido. Dados da PNAD 2004 presentes no trabalho de Marri e Wajnman (2007) mostram que no país 63,6% das famílias são constituídas por um casal (chefe e cônjuge) e dentre estas menos da metade (44,7%, ou seja, 12.844 mil) utilizavam-se da estratégia de duplo rendimento3. Este valor tem aumentado ou diminuído? A incidência de casais com duplo rendimento no Brasil mantém-se estável nas últimas décadas, ou vem se ampliando? As possíveis mudanças na incidência deste tipo de casal devem-se as alterações nas características individuais dos cônjuges e/ou da família ou é decorrente dos efeitos que estas características trazem sobre a melhor estratégia do casal? A escassez de estudos brasileiros nesta área impossibilita a construção de um quadro comparativo que traga a posição relativa dos casais brasileiros no tempo, durante um período no qual a constituição e estratégias familiares sofreram fortes alterações4. Este artigo pretende colaborar com esta lacuna e propõe a análise da mudança da distribuição dos casais brasileiros entre as diferentes estratégias de participação da mulher para a renda do casal. Utilizando dados da PNAD de 1977 e 2007, no primeiro estágio estimou-se a probabilidade do casal adotar uma das três estratégias: homem como único provedor (casal tradicional), inserção de ambos no mercado de trabalho (casal de duplo rendimento) ou mulher como única provedora. O segundo estágio foca somente os casais de duplo rendimento para analisar a intensidade com que cada cônjuge trabalha. Os resultados apontam que o avanço da participação da mulher na geração de renda familiar, e consequentemente o abandono do modelo “marido provedor”, não se deve exclusivamente a ampliação da inserção de ambos os cônjuges no mercado de trabalho5, mas também ao crescimento surpreendente as famílias em que a mulher é única provedora.

2. Descrição dos dados e métodos A tipologia familiar utilizada na tabela 1 abaixo centra-se na relação dos cônjuges com o trabalho6. Os dados mostram a participação relativa de cada tipo de família de acordo com a inserção dos cônjuges no mercado de trabalho. As famílias foram classificadas em: monoparentais (segundo o sexo da pessoa de referência) e biparentais. Estas últimas foram discriminadas em quatro classes: duas das quais apenas um cônjuge trabalha (único provedor –

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Pelos cálculos das autoras, em 2004 o total de famílias com chefe e cônjuge na área urbana era aproximadamente de 29.720 mil. 4 Segundo Oliveira (2005), as principais mudanças pelas quais a instituição familiar vem passando referem-se ao aumento do número de divórcios, uniões consensuais e nascimentos fora do casamento, diminuição do número de filhos, aumento do espaçamento entre os nascimentos e da idade média de casar. 5 Como acontece no contexto dos países desenvolvidos. 6 Apesar dos dados da PNAD de 1977 englobarem todas as regiões brasileiras, apenas no Nordeste, Sudeste e Sul a pesquisa abrange as áreas urbana e rural. Nas regiões Norte e Centro Oeste a pesquisa era realizada somente em áreas urbanas (com exceção do Distrito Federal, que tinha toda sua área pesquisada). Por este motivo o artigo restringe a análise somente às nove regiões metropolitanas mais o Distrito Federal.

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Tabela 1: Distribuição da Família de acordo com a chefia Brasil e Regiões Metropolitanas – 1977 e 2007* Tipo de família Total Famílias (no. famílias) - Famílias monoparentais** - Pessoa de referência: homem - Pessoa de referência: mulher - Famílias biparentais ** - Pessoa de referência: homem - Pessoa de referência: mulher - Tipos de casais*** - Homem único provedor7 - Mulher única provedora - Casal com duplo rendimento - Casal sem renda do trabalho

Brasil 1977 2007 Porcentagem Porcentagem sobre total (%) sobre total (%) 23.143.212 59.940.125 21,6 35,4 28,1 27,1 71,9 72,9 78,4 64,6 100,0 88,8 0,0 11,2 70,9 1,9 17,5 9,7

42,3 5,4 38,2 14,1

Regiões Metropolitanas 1977 2007 Porcentagem Porcentagem sobre total (%) sobre total (%) 7.293.760 17.995.617 20,6 34,4 12,0 8,4 88,0 91,6 79,4 65,6 100,0 84,6 0,0 15,4 64,6 2,5 20,9 12,0

37,3 6,4 41,9 14,3

*

Devido à discrepância das regiões abrangidas nos períodos de 1977 e 2007 os dados para o Brasil não são comparáveis. Porcentagem calculada sob total do tipo de família (monoparentais, biparentais respectivamente). *** Proporção obtida tendo como total apenas as famílias biparentais. Fonte: PNAD 1977 e 2007 (elaboração própria). **

homem/ mulher), outra em que ambos os cônjuges estão presentes no mercado de trabalho e a última em que nenhum dos dois trabalham8. Primeiramente cabe uma observação quanto à condição da “chefia” nas famílias biparentais. Os dados da tabela 1 mostram que enquanto em 1977 não existia família no Brasil em que, na presença dos dois cônjuges, a “chefia” fosse feminina, esta era a situação de aproximadamente 15% dos lares biparentais nas regiões metropolitanas em 2007. Este dado merece destaque pois foi na PNAD de 1992 que o termo “chefe” do domicílio/ família foi substituído por “pessoa de referência”. Esta mudança ocorreu após a Constituição Federal de 1988 quando o principio de igualdade entre os cônjuges foi introduzido. Assim devido às novas exigências legais, reafirmadas pelo Código Civil de 2003, o pressuposto implícito sobre a hierarquia de gênero dentro da família deixou de existir, ao menos formalmente. Ainda assim, é interessante notar que embora exista um crescimento da importância relativa da renda obtida pelas mulheres, a maioria dos casais (com ou sem filhos) tem no homem a pessoa de referência. Esta definição é dada pelos próprios entrevistados com base na sua percepção, a qual não corresponde a um critério exclusivamente financeiro. A constatação de que há algum viés de gênero dá-se no caso extremo de casais em que a mulher é a única provedora. Neste tipo de casal apenas 20% delas foram definidas como pessoas de referência da família, enquanto no caso dos casais com duplo rendimento e naqueles em que o homem é o único provedor temos 15,2% e 10% respectivamente. Este quadro não condiz com as mudanças

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Neste trabalho utilizo os termos “homem único provedor” de “modelo tradicional” como sinônimos. Cabe mencionar que esta classificação observa apenas a participação dos cônjuges na renda do trabalho do casal, excluindo portanto a renda do trabalho advinda de outros membros (filhos e/ou outros parentes). Os dados mostram que em 1977 a renda do trabalho do casal representava 86% da renda familiar e em 2007 esta proporção era de 93%. 8

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observadas nas últimas décadas quando a proporção da renda familiar gerada pelas mulheres saltou de 7,2% para 23,3% nas regiões metropolitanas9. A tabela 1 mostra também que, dentre os casais das regiões metropolitanas10, o modelo tradicional apresentou uma queda de 27,3% na sua participação, enquanto os casais com duplo rendimento elevaram em 21%11. O restante desta diferença foi absorvido pelo aumento dos casais em que a mulher é a única provedora (3,9%) e dos casais sem renda do trabalho (2,3%). Percebe-se também que a expansão dos lares monoparentais está concentrada em lares chefiados por mulheres, pois a participação dos lares chefiados exclusivamente por homens caiu de 12% em 1977 para 8% em 2007. Tomando a posição dos casais de duplo rendimento dentre o total de famílias (mono e biparentais) temos que em 2007 menos de 30% dos casais incluíam-se neste tipo de família. Mesmo analisando a participação dos casais de duplo rendimento circunscrito as famílias biparentais12, obtemos uma participação de 48,9% em 2007 e se somarmos a este a proporção de mulheres que são única provedoras alcançamos 56,4%. A tabela 2 permite uma comparação preliminar entre as caraterísticas dos homens e mulheres que optam pela estrutura não especializada, onde os dois cônjuges auferem renda do trabalho e contribuem para a manutenção financeira da família. Os dados para as regiões metropolitanas mostram que os casais de duplo rendimento se caracterizam por terem a menor diferença de idade entre os cônjuges, a mulher ter mais instrução que as demais esposas (superando também o nível educacional de seu marido), e ser menos dependente de outras fontes de renda que não o trabalho13. Tabela 2: Características dos casais – Regiões Metropolitanas Casais 1977 Homem único provedor Mulher única provedora Casal com duplo rendimento Casal sem renda trabalho 2007 Homem único provedor Mulher única provedora Casal com duplo rendimento Casal sem renda trabalho

Idade Mulher Homem

Anos de estudo % Renda trabalho % Famílias Mulher Homem na renda familiar* com filhos (%)**

35,1 43,6 34,9 52,5

39,1 50,1 38,3 57,9

4,8 4,2 7,0 3,5

5,7 4,0 6,9 4,1

74,8 40,1 80,9 -

94,2 90,4 88,7 27,6

39,4 45,9 37,9 58,0

42,6 50,6 40,7 62,5

7,8 7,9 9,5 6,0

8,1 7,1 9,0 6,5

81,0 57,2 90,1 -

89,9 84,6 84,0 46,3

*

Renda do trabalho de cada um dos cônjuges em relação à renda total da família Filhos que residem no domicílio Fonte: PNAD 1977 e 2007 (elaboração própria) **

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A evolução desta contribuição é bastante distinta para casais de duplo rendimento e aqueles em que a mulher é a provedora (ver dados da tabela A no apêndice). 10 Na qual foi incluído o Distrito Federal. 11 O crescimento de famílias monoparentais e queda do modelo tradicional, em que o homem é o único provedor, já foram indicados na literatura demográfica brasileira por Berquó, Oliveira e Cavenaghi (1990) e Medeiros e Osório (2002). 12 Excluindo-se os casais sem renda do trabalho. 13 Tais como aposentadoria, aluguéis, transferência do governo, doações de pessoas não residentes no domicílio, aplicações, renda do trabalho de filhos e/ou outros parentes, etc.

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Quanto ao nível educacional temos que as mulheres que estão inseridas em um casal de duplo rendimento são as que sempre apresentaram a maior taxa de inclusão no 3º grau (18,1% em 1977 e 24,1% em 2007), como também é o único grupo que em 2007 apresentava mais de 50% das esposas com nível médio ou universitário. Este investimento educacional implica em um custo de oportunidade maior de não participar do mercado de trabalho e auferir rendimentos mais elevados em reação às mulheres que têm menos instrução. Outro fator relevante para a decisão feminina de ofertar trabalho é a presença de filhos. Neste caso, excluindo os casais sem renda do trabalho14, temos que as mulheres dos casais de duplo rendimento são as que têm menos filhos. Apesar desta característica não ter mudando entre os dois períodos, recentemente este tipo de casal vem recebendo atenção na literatura demográfica. O trabalho de Barros et al (2008) analisa as condições socioeconômicas dos casais de duplo rendimento e sem filhos, denominado por eles de DINC15. Segundo os autores, apesar deste tipo de arranjo familiar ser quantitativamente baixo, sua relevância vem crescendo16 e colocando em xeque a separação entre produção e reprodução na esfera familiar. O trabalho afirma que devido a inserção conjunta no mercado de trabalho, este tipo de arranjo permite mais negociação entre os cônjuges no sentido de reduzir as desigualdades de poder e assimetria na condução das atividades domésticas. Além disso, eles mostram que estes casais têm melhores níveis de bem-estar econômico, maior proteção social e cobertura previdenciária. A melhor situação econômica dos casais de duplo rendimento pode ser observada pela comparação dos gráficos 1, 2 e 3 (apêndices). Com o intuito de posicionar os casais segundo grupos de renda, geramos quintis para a renda per capita17. Os gráficos mostram a distribuição de cada um dos três tipos de casais (residentes das regiões metropolitanas) segundo quintis. De maneira geral nota-se que entre os dois períodos, os casais que optaram pela estratégia de especialização (um único provedor) foram os que mais sofreram aumento na concentração nos dois primeiros quintis de renda. Já os casais de duplo rendimento (os quais apresentam uma flexibilidade maior de re-alocação do trabalho dos cônjuges), apesar de também terem reduzido a participação no estrato mais elevado, verificaram uma elevação na proporção das famílias no 3º e 4º quintis de renda (e ainda possuem 28,4% das famílias na classe de renda mais elevada). No caso dos casais em que a mulher é a única que aufere renda do trabalho (gráfico 3) observa-se uma forte alteração da posição socioeconômica. Enquanto em 1977 menos de 40% deste grupo encontrava-se nos dois primeiros quintis, em 2007 temos quase 60% das famílias 14

Estes casais são constituídos de pessoas mais velhas e com nível de instrução inferior a todos demais casais. Existem vários motivos que podem justificar a ausências destes cônjuges do mercado de trabalho: aufere renda da aposentadoria, dificuldades de encontrar emprego devido à baixa instrução ou ainda devido às condições de saúde. No caso de não ter contribuído para a previdência durante o período produtivo do ciclo de vida, estes idosos passam a depender fortemente de assistência social e/ou doações de não membros do domicílio, os quais podem ou não ser parentes. 15 Duplo Ingresso, Nenhuma Criança (DINC). 16 O estudo mostra que entre as PNADs de 1996 e 2006 este tipo de arranjo familiar cresceu 90%. 17 O cálculo destes quintis exclui as famílias monoparentais.

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dentre as classes de renda mais baixas (sendo que 36% delas estão dentre as mais pobres). Excluindo da análise dos casais sem renda do trabalho, temos que as mulheres inseridas em arranjos em que são as únicas provedoras eram aquelas que apresentavam o menor nível de instrução em 1977. Isto não se aplica a realidade atual, uma vez que em 2007 o nível educacional destas mulheres equipara-se as esposas de homens provedores. No entanto, a situação relativa de seus companheiros não mudou: eles fazem parte do grupo de menor instrução dentre os homens casados. Ou seja, a inserção destes homens no mercado de trabalho é incerta. Em 1977 as mulheres provedoras forneciam apenas 33% da renda familiar, indicando que não havia uma dependência exclusiva ao rendimento feminino. Mas em 2007 as mulheres deste grupo são responsáveis por mais da metade de toda a renda familiar (70,6%) o que, somado a baixa escolaridade do companheiro, caracteriza a vulnerabilidade destas famílias18. Todas estas características de homens e mulheres interferem na dinâmica de trabalho e de renda do casal, e consequentemente no tipo de arranjo familiar constituído. No caso dos casais de duplo rendimento, a decisão de oferta de trabalho conjunto constitui apenas o primeiro passo, pois uma vez que os dois estão inseridos no mercado de trabalho cabe ainda à alocação das horas trabalhadas. Dependendo do valor atribuído pelo mercado ao salário de homens e mulheres, segundo seus respectivos níveis de instrução, a contribuição financeira de cada cônjuge para as necessidades da família também variará. A tabela 3 classifica os casais de duplo rendimento de acordo com a participação de cada cônjuge na renda do trabalho do casal em: (a) Maior contribuição monetária do marido: esposa ganha menos que 40% da soma dos rendimentos do trabalho do casal. (b) Contribuição monetária equitativa: a esposa ganha entre 40% a 60% da soma dos rendimentos do trabalho do casal. (c) Maior contribuição monetária da esposa: a mulher é o cônjuge que mais contribui, ganhando mais que 60% da soma dos rendimentos do trabalho do casal.

Tabela 3: Distribuição dos tipos de casais de duplo rendimento (%) Regiões Metropolitanas – 1977 e 2007 Contribuição monetária relativa dos cônjuges

1977

2007

a. Maior contribuição masculina b. Contribuição equitativa c. Maior contribuição feminina

66,8 27,7 5,3

48,6 41,0 10,4

Fonte: PNAD 1977 e 2007 (elaboração própria)

Os dados mostram que também dentre os casais com duplo rendimento, a importância da contribuição masculina para a geração da renda do trabalho do casal caiu consideravelmente, corroborando que a provisão financeira da família passou a ser uma tarefa conjunta. 18 Uma análise mais detalhada da proporção da contribuição de cada cônjuge para a renda familiar total mostra que dentre os casais em que a mulher era a única provedora, seus cônjuges auferiam uma renda do não trabalho que correspondia a 40,4% em 1977 e 14,3% em 2007 da renda familiar total.

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A alocação ou não dos cônjuges no mercado de trabalho depende de vários fatores referentes a características de cada um, a dinâmica do mercado de trabalho de cada região metropolitana, a existência ou não de filhos (particularmente menores de 7 anos), etc. A análise do peso de cada um destes fatores nos dois períodos do tempo 1977 e 2007 será realizada em por meio da aplicação de um modelo de escolha discreta: logit multinomial.

Método de análise O modelo estatístico denominado logit multinomial é aplicado para escolhas qualitativas não ordenadas, onde a variável de escolha (dependente) engloba mais que duas opções. Neste caso o casal escolherá que tipo de arranjo quer formar: homem provedor, duplo rendimento ou mulher provedora. E, uma vez tenha escolhido pela não especialização, que corresponde à inserção de ambos os cônjuges no mercado de trabalho, terá que realizar outra escolha: a intensidade com que cada um contribuirá para a geração da renda familiar. A figura 1 permite a visualização dos processos de escolha pelos quais passam os casais de duplo rendimento. Para eles a escolha referente à alocação e a intensidade do trabalho de cada um inclui dois estágios, mas para os demais casais (que optaram pela especialização de um dos dois cônjuges) o processo termina no primeiro estágio. Figura 1: Processo de escolha do casal 1o. Estágio

2o. Estágio

Casal

Homem é o único provedor

Maior contribuição: masculina

Ambos trabalham: duplo rendimento

Contribuição equitativa

Mulher é a única provedora

Maior contribuição: feminina

O modelo logit multinominal, aplicado a cada um dos estágios descritos anteriormente, fornece a probabilidade estimada associada a cada categoria de escolha (dado algumas variáveis de controle). A especificação do modelo logit multinomial é dada por: = Prob

=

=

´

∑

`

para j= 1, 2,3

(1)

Onde: Pi representa as diferentes probabilidades de cada casal (i) escolher determinado arranjo j, xi o vetor de características dos indivíduos, e a base do logaritmo natural e β os parâmetros a serem estimados. No primeiro estágio as categorias são: marido provedor (j = 1), duplo rendimento (j = 2), esposa provedora (j = 3). E a decisão dos casais de duplo rendimento no segundo estágio tem

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como opções: maior contribuição masculina (j = 1), contribuição equitativa (j = 2), maior contribuição feminina (j = 3). A resolução do modelo estatístico (1) requer a definição de uma das categorias como ponto de referência para as comparações das probabilidades obtidas. Sendo assim, no primeiro estágio tem-se o marido provedor (j = 1) como base de comparação e no segundo estágio os casais em que o homem faz a maior contribuição monetária (j = 1). Ao final obtemos a estatística conhecida como razão de chances ou a razão de risco relativo (RRR), a qual é definida como a probabilidade de determinado evento ocorrer em relação a outro – sendo este último a categoria de referência de cada estágio. Neste caso a razão de chances é dada por: =

=

∑

!´ "



para j= 2,3

(2)

Este resultado nos dá a alteração proporcional no risco relativo quando a característica

xi muda em uma unidade. Portanto para cada variável explicativa xi teremos um RRR mantendo todas as demais características constantes. A cada estágio os resultados obtidos correspondem à: 1º. Estágio: dois conjuntos de chances relativas, uma referente aos casais que optaram ser de duplo rendimento em relação a ser “tradicional”, e outra que indica as chances do casal ter a esposa como única provedora em relação ao modelo “tradicional”. 2º. Estágio: também fornecerá dois conjuntos de chances relativas, uma indica as chances dos cônjuges apresentarem uma contribuição equitativa em relação àquela em que o marido contribui mais financeiramente. O segundo conjunto de RRR aponta a probabilidade de um casal ter a mulher contribuindo financeiramente mais do que o marido em relação à situação oposta. O segundo estágio referente à decisão de qual dos dois cônjuges contribuirá mais monetariamente diz respeito à intensidade do trabalho de cada um. Cada cônjuge, dado o nível educacional que possui estará sujeito a um determinado salário segundo o mercado de trabalho local. Perante o salário de mercado de cada cônjuge, o casal decidirá a melhor combinação de horas a ser trabalhada por cada um. Estes dois estágios serão estimados separadamente para cada um dos períodos: 1977 e 2007. Devido a grande diferença entre os dois períodos, há falta de compatibilidade entre as regiões geográficas19. Por este motivo optou-se por circunscrever a análise somente às nove regiões metropolitanas20, somando-se o Distrito Federal. Além disso, para evitar fases do ciclo de vida em que um dos parceiros é inativo por motivos educacionais, de aposentadoria ou de saúde, o trabalho também circunscreveu a idade dos cônjuges na faixa de 25 a 54 anos (casados ou vivendo em união consensual). As PNAD’s de 1977 e 2007 são bastante distintas não só quanto à abrangência geográfica e a estruturação do questionário, mas também quanto as variáveis observadas. No que tange ao tema aqui tratado, existem três variáveis que seriam importantes para traçar um 19 Em 30 anos o país presenciou criação de novas unidades da federação, como também alterações nas delimitações entre as áreas urbana e rural. 20 Belém, Fortaleza, Recife, Salvador, Belo Horizonte, Rio de Janeiro, São Paulo, Paraná, Porto Alegre.

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quadro melhor sobre os casais de duplo rendimento, mas que infelizmente não estão disponíveis nas duas bases de dados: estado civil, cor, frequência na escola/creche para crianças abaixo de sete anos e informações sobre afazeres domésticos. A primeira destas variáveis foi mensurada apenas em 1977 e todas as outras apenas em 2007. Foram estimados dois logits multinomais para cada estágio, sendo um para cada período. Nos dois estágios utilizamos três conjuntos de variáveis: aquelas referentes aos cônjuges, a família e a localização do casal. No entanto as especificações dos dois estágios se distinguem quanto às características dos cônjuges (ver quadro – apêndices). No primeiro estágio as variáveis dos cônjuges utilizadas foram: idade e anos de estudo da esposa, diferença de idade entre os cônjuges21 e anos de estudo do marido. No segundo estágio acrescentaram-se variáveis que refletem a intensidade do trabalho realizado por cada cônjuge (horas de trabalho), como também o valor relativo atribuído pelo mercado ao trabalho de cada um (diferença do salário/hora22). Quanto aos demais conjuntos de variáveis referentes às características familiares e de localização não há diferença entre os dois estágios de estimação. No conjunto de variáveis familiares inserimos indicadores da presença de filhos na família, presença de outro parente feminino (entre 15 a 60 anos de idade) e o quintil de renda familiar per capita23. No caso da existência de filhos, foram inseridas variáveis categóricas que indicam: casal que tenha somente filhos até 6 anos, somente filhos com 7 anos ou mais, e ainda casais com filhos tanto menores, igual ou maiores que 7 anos. Sabe-se que a existência de crianças tem um grande impacto sobre a divisão de tarefas entre os cônjuges, aumentando as chances de especialização das atividades com a retirada da mulher do mercado de trabalho ou a sua diminuição do número de horas trabalhadas. Mas se por um lado a presença de filhos menores aumenta a carga de atividades desempenhadas pelas mulheres24, por outro, significa também uma ampliação dos custos familiares, e consequentemente a necessidade da remuneração feminina aumenta. Crianças em idade pré-escolar (até 6 anos de idade) demandam cuidados mais intensivos, mas uma vez em idade escolar (geralmente a partir do 7 anos) o tempo gasto com os filhos diminui consideravelmente e libera tempo dos cônjuges, particularmente das mães. Então, na presença de crianças acima de 6 anos o fator custo deve se sobrepor a necessidade de especialização do cuidado, fazendo com que a inserção da mulher no mercado de trabalho seja

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A diferença de idade entre cônjuges foi calculada subtraindo a informação da esposa da informação do marido. Então para valores negativos temos que a esposa é mais velha que o marido e para valores positivos o contrário. 22 Neste caso a diferença foi calculada de maneira oposta a diferença de idade (portanto salario/hora da esposa – salário/hora do marido). 23 Utiliza-se o 5o quintil como categoria base. 24 Mesmo atualmente ainda verifica-se que na presença de filhos é tipicamente a mulher que sacrifica sua carreira.

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mais provável25. A presença de filhos nas respectivas faixas etárias também foi inserida na estimação do 2º estágio. No entanto, não são somente os cônjuges que despendem atenção com os filhos mais novos. Se a família também conta com a presença de outros patentes do casal, acredita-se que estas pessoas também colaboram (mesmo que indiretamente) para a alocação do tempo da mãe no mercado de trabalho. Por este motivo inserimos a variável binária “outros parentes” que indica a existência de mulheres entre 15 a 60 anos de idade (irmãs, mães, tias, primas, etc) na família. Espera-se uma relação positiva entre a presença destas mulheres e a probabilidade do casal escolher a estratégia de duplo rendimento. No entanto uma vez que o casal optou pela estratégia de duplo rendimento, provavelmente este fator perca a relevância no 2º. estágio do processo de escolha. A renda per capita familiar é outro fator que condiciona a necessidade de gerar renda através do trabalho. Espera-se que quanto menor for a renda familiar per capita, maior é a probabilidade da esposa trabalhar, e ainda representar a maior contribuição financeira do casal. Em famílias economicamente desfavoráveis, a contribuição feminina para a renda é crucial para toda a família. No que diz respeito às características dos cônjuges, temos que a inclusão da idade da esposa e da diferença de idade entre os cônjuges procura captar os efeitos de coorte quanto as chances da mulher estar inserida no mercado de trabalho. A expectativa é que casais mais jovens tenham mais chances de optar pela estratégia de duplo rendimento (1º. estágio) caracterizado por uma contribuição monetária equitativa (2º. estágio). Esta hipótese parte do pressuposto que casais em coortes mais jovens apresentam uma tendência maior a convergência dos papeis de gênero (Yodanis e Lauer, 2007; Bittman et al., 2003) A relevância da educação da esposa para a determinação da sua oferta de trabalho foi pontuada no trabalho de Scorzafave e Menezes-Filho (2001), dentre outros. Os autores analisaram a evolução da participação feminina no mercado de trabalho brasileiro entre 1982 e 1997 e apontam que o nível de educação feminina é particularmente importante no caso da mulher casada. Uma vez que anos de estudo representam um investimento em capital humano26, temos que mulheres com elevados níveis de instrução têm um custo de oportunidade maior de se especializar no papel de dona de casa. Contudo a associação entre o nível educacional da mulher e o arranjo conjugal ao qual está inserida precisa ser controlado pela mesma característica do seu cônjuge. Vale notar que a relação entre os anos de estudo dos cônjuges é distinta segundo o arranjo familiar. Nos casais

25

Estes fatores foram captados através de três variáveis binárias (zero ou um) onde o valor unitário indica a presença ou não de filhos entre 0 e 6 anos, acima de 6 anos ou ainda a presença de filhos tanto acima de 6 anos quanto abaixo de 7 anos. Ao inserir estas três variáveis qualitativas na equação, a interpretação deverá ser feita em relação a situação ausente na equação: casal sem filhos. 26 Sendo que uma parte considerável deste é obtida antes da formação do casal.

11

em que o homem é o único provedor temos que os maridos apresentam um nível educacional maior que a esposa. Mas, nos dois períodos de análise, esta característica se inverte para os casais de duplo rendimento e nos quais a mulher é a única provedora27. Ao final, espera-se que os anos de estudo do marido esteja positivamente associado a casais de duplo rendimento e negativamente a casais em que a mulher é a única provedora (1º estágio). Já no segundo estágio de estimação, circunscritos apenas aos casais de duplo rendimento, temos que homens com maior nível de instrução têm uma companheira ainda mais instruída. Neste caso, a diferença da valoração do mercado quanto às características dos dois é crucial28 e será computada ela variável que capta a diferença do salário pago por hora a cada um. Espera-se uma associação positiva entre a diferença do salário/hora e as chances da mulher apresentar uma contribuição financeira equitativa ou maior que o marido29. Outra distinção quanto as variáveis utilizadas no 2º estágio deve-se a inclusão da intensidade com que cada cônjuge trabalha (número de horas trabalhadas no mês). Esta distinção é relevante pois geralmente as mulheres apresentam jornada inferior a dos homens. Nossa amostra aponta que os homens inseridos no arranjo de duplo rendimento trabalhavam, em média, 29,8% mais horas que as mulheres em 1977 e 10,2% em 2007. Assim espera-se uma associação positiva entre número de horas trabalhadas pela esposa e a possibilidade de apresentar uma contribuição financeira equitativa ou maior que o marido30, e o oposto para o número de horas trabalhadas pelo marido. Além das variáveis anteriormente indicadas, as estimações do logit multinomial para os dois anos contam com controle de localidade das regiões metropolitanas (dummies), sendo o Rio de Janeiro a base de comparação31. Estas variáveis de localização da família visam introduzir um controle indireto para o mercado de trabalho local. Portanto, diferenças nas características específicas do mercado de trabalho tais como salário médio de homens e mulheres, taxa de desemprego, dentre outras, são indiretamente controladas.

3. Família e trabalho no Brasil ontem e hoje O cômputo das razões de chances em cada estágio do processo de escolha dos casais das regiões metropolitanas nos fornece uma visão da relevância de cada um dos fatores apontados anteriormente para a decisão de inserção/ intensidade de trabalho dos cônjuges em 1977 e 2007. Como descrito anteriormente, o logit multinomial permite a mensuração da correlação dos fatores para três conjuntos de variáveis: características dos cônjuges, familiares e de localização. 27

Além disso, temos que os maridos provedores apresentam um nível de instrução intermediário entre os demais, sendo o homem inserido em um casal de duplo rendimento aquele que apresenta a maior média de anos de estudo. 28 Esta distinção é particularmente importante em um contexto discriminatório, em que mulheres com a mesma escolaridade e ocupação ganham menos que os homens. 29 Isto porque uma diferença positiva indica que a mulher apresenta um salário/hora superior ao marido e vice-versa. 30 Mantendo a diferença do salário/hora entre os cônjuges constante. 31 Assim as razões de chances encontradas para as nove dummies devem ser interpretadas em relação a esta região metropolitana.

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Focalizaremos a análise nas principais diferenças observadas entre os dois períodos, dentre eles a educação da esposa e nas variáveis referentes a presença ou não de filhos. Esta análise possibilita comparar a dimensão das mudanças sofridas na distribuição dos arranjos familiares no Brasil, perante sua conjugação com a esfera do trabalho32.

3.1 Primeiro estágio: decisão quanto a inserção dos cônjuges no mercado de trabalho A teoria econômica clássica da família desenvolvida por Becker já apontava que o investimento em educação é um dos principais fatores que interfere nas possibilidades de alocação do tempo dos cônjuges no mercado de trabalho. Portanto a ampliação do nível educacional das mulheres aumenta as chances de combinação do tempo entre família e trabalho para ambos os cônjuges. Os resultados33 quanto as chances relativas do casal escolher uma configuração distinta do “tradicional” mostram que a variável anos de estudo de cada um dos cônjuges caminha em direção oposta: enquanto um ano a mais de estudo da esposa aumenta as chances do casal optar pela estratégia de duplo rendimento ou provimento exclusivo da mulher, no caso do marido ocorre o inverso. Contudo nota-se que o peso desta variável era maior em 1977 do que em 2007. Em 1977 se a esposa ampliasse em um ano a mais seus estudos, as chances relativas do casal ser de duplo rendimento aumentavam em 19,5%, enquanto a de optar pela estratégia da mulher como única provedora ampliavam 17,1%34. Trinta anos depois, o impacto do mesmo um ano a mais de estudo da esposa expandia em 5,7% as chances relativas do casal ser de duplo rendimento e em 9% a probabilidade de ter a mulher como única provedora. Quando observamos o nível educacional do marido temos que um ano a mais de estudo diminui as chances relativas do casal optar pela estratégia de duplo rendimento em 9,6% em 1977 e 7% em 200735. O mesmo efeito marginal de um ano a mais de estudo dos maridos também reduzia a probabilidade do casal ter a mulher como única provedora em 14,7% em 1977 e 7,1% em 2007 em relação ao casal “tradicional”. Os gráficos a seguir mostram a probabilidade estimada dos cônjuges escolherem um determinado arranjo segundo os anos de estudo de homens e mulheres.

32

Nos dois estágios estimados, os valores de risco relativo superiores a unidade indicam que a variável aumenta as chances do casal escolher a estratégia em questão em relação a sua correspondente categoria base, valores inferiores a unidade o contrário. 33 As tabelas B1 e B2 no apêndice trazem os resultados dos logits multinomiais estimados para cada estágio. 34 Probabilidades obtidas em relação à categoria base: casal tradicional. 35 Este resultado é o contrário do que era esperado. Isto se dá porque o risco relativo de cada variável é obtido mantendo-se as demais variáveis constantes no seu ponto médio. Sendo assim, o efeito da variação dos anos de estudo dos maridos sob as chances relativas de cada variável do 1º estágio foi obtido para a média anos de estudo das mulheres, a qual era 5,4 em 1977 e 9,0 em 2007. Estes valores são inferiores aos anos de estudo médio das mulheres que pertencem a casais de duplo rendimento nos dois períodos (ver tabela 2).

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Gráfico A1

Gráfico B1

Probabilidade estimada para a estratégia do casal

Probabilidade estimada para a estratégia do casal

segundo anos de estudo da mulher - 1977

segundo anos de estudo da mulher - 2007

90%

80%

80%

70%

70%

60%

60% Homem provedor

50%

Casal duplo rendimento

40%

Mulher provedora

30%

Homem provedor

20%

20%

Casal duplo rendimento

10%

10%

50% 40% 30%

Mulher provedora 0% 0

1

2

3

4

5

6 7 8 9 10 anos de estudo - esposa

11

12

13

14

15

0% 0

1

2

3

4

5 6 7 8 9 anos de estudo - esposa

10 11 12 13 14 15

Gráfico A2

Gráfico B2

Probabilidade estimada para a estratégia do casal

Probabilidade estimada para a estratégia do casal

segundo anos de estudo do homem - 1977

segundo anos de estudo do homem - 2007

90%

80%

80%

70%

70%

60%

Homem provedor

60%

Casal duplo rendimento

50%

40%

Mulher provedora

40%

50% Homem provedor Casal duplo rendimento

30%

30%

Mulher provedora

20%

20%

10%

10%

0%

0%

0

1

2

3

4

5

6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 anos de estudo - marido

0

1

2

3

4

5

6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 anos de estudo - marido

Percebe-se que em 1977 a chance do casal ter os dois cônjuges inseridos no mercado de trabalho apresentava-se maior que a probabilidade de ter apenas o homem como provedor apenas para um pequeno grupo de mulheres que tinham mais de 13 anos de estudo (nível universitário36). Já no caso masculino a chance de pertencer a um casal com duplo rendimento era inferior às possibilidades de configurar um casal em que o homem é provedor, independente dos anos de estudo37. Em 2007 o quadro se mostrava bastante diferente, particularmente no caso dos homens, os quais passaram a apresentar uma chance maior de estar em uma configuração de duplo rendimento vis-a-vis a tradicional mesmo antes da finalização do ensino fundamental38. Para as mulheres esta inversão também passou a ocorrer em níveis educacionais mais baixos que anteriormente (7 anos de estudo, ou antes da finalização do ensino médio). Os dados apontam que a maior parte da queda da participação de homens e mulheres em casais tradicionais foi transferida para casais com duplo rendimento. Mas uma parcela não 36

Mesmo que incompleto. Apesar da chance elevar paulatinamente conforme seu grau de instrução aumenta, a menor diferença ainda era de 20% para homens com 15 ou mais anos de estudo. 38 Antes de 4 anos de estudo. Vale lembrar que a configuração da educação brasileira foi alterada em 2006, o ensino fundamental foi ampliado para até 8 anos de educação (sendo dividido em 1º. e 2º. ciclo do ensino fundamental). No entanto, como a amostra deste trabalho insere apenas homens e mulheres de 25 a 54 anos, temos que estes indivíduos se inserem na configuração antiga. 37

14

desprezível de mulheres que não chegaram a completar o ensino médio aumentaram a relevância dos casais em que as mulheres são as únicas provedoras, grupo que ampliou a participação dentre mulheres até 7 anos de estudo de 2,25% em 1977 para 6,5% em 200739. No caso masculino esta ampliação foi ainda maior, saltando de 1,8% em 1977 para 7,3% em 200740, porém está concentrada dentre os homens com ensino fundamental, os quais apresentam probabilidades maiores do que as mulheres com o mesmo grau de instrução de estar neste tipo de configuração conjugal. Dentre as características familiares, as variáveis referentes a fecundidade indicam que as chances de um casal optar pela configuração de duplo rendimento diminui quanto menor for a idade dos filhos. No entanto este resultado tem magnitudes muito distintas entre os dois períodos. Em 1977, ter somente filhos até 6 anos de idade implicava que o casal tinha uma chance 56,2% menor de optar pelo arranjo de duplo rendimento em relação ao tradicional. Mas em 2007 esta mesma característica familiar reduzia esta probabilidade em 29%. Para casais que tinham somente filhos com idade superior a seis, temos que em 1977 a chance relativa de ser de duplo rendimento era 38,2% menor, mas trinta anos depois esta mesma característica aumentava em 14% a probabilidade de ambos os cônjuges estarem inseridos no mercado de trabalho. No caso da escolha “mulher provedora” também constatam-se mudanças significativas. Enquanto em 1977 a presença somente de filhos até 6 anos tornava praticamente inviável esta configuração familiar41, em 2007 esta probabilidade era 59% menor. Contudo esta diferenciação entre os períodos não é nítida quando o casal possui apenas filhos maiores de 6 anos. Neste caso as chances de optar pela estratégia em que a mulher é a única provedora em relação ao modelo tradicional continuaram praticamente inalteradas entre os dois períodos42. A dimensão da relevância das variáveis relacionadas a fecundidade para a estratégia do casal mostra o quanto, apesar dos avanços verificados, o cuidado da prole ainda está muito vinculado a figura feminina. Os resultados indicam também que na conjuntura contemporânea, o aumento de custo advindo da criação de filhos em fase escolar pesa mais que a potencial especialização das mulheres em atividades domésticas, ampliando das chances do casal ser de duplo rendimento. Contudo, a presença ou não de filhos (independente da idade) não afetam todas as mulheres de maneira homogênea. O gráfico 1 aponta o tamanho da queda da probabilidade da mulher trabalhar devido a presença de filhos43 segundo seu grau de instrução. 39 Anteriormente apontamos que as chances de ter a mulher como única provedora aumentavam com os anos de estudo dos cônjuges. No entanto, como o risco relativo é obtido em relação a categoria base (casal tradicional), temos que neste caso a probabilidade de pertencer a ambas estratégias diminui conforme o nível educacional das mulheres aumenta. Mas, como a queda na chance de ter o homem como único provedor é maior que a queda na probabilidade de ter a mulher como única provedora, quando calculamos a “chance relativa” obtermos variações positivas para este último tipo de casal. 40 Considerando o mesmo grupo de instrução das mulheres, até 7 anos de estudo. 41 Chances 80% menores em relação ao casal tradicional. 42 Em 1977 esta probabilidade era 50% enquanto em 2007 era 49%. 43 Corresponde a soma da queda observada nas chances de estar inserida em um casal de duplo rendimento ou naquele em que a mulher é a única provedora.

15

Gráfico 1: Queda na probabilidade da mulher trabalhar devido a presença de filhos – segundo o grau da instrução 1977 11,8 % 11,1 % 9,8% 8,2%

8,4%

2007

9,6% 8,3%

7,7% 6,8%

5,0%

Sem instrução

Ensino fundamental

Ginásio

Colegial

Universitário

Vemos uma nítida inversão entre os períodos: a única classe de mulheres que apresentou uma redução da queda na taxa de inserção no mercado de trabalho perante a presença de filhos foi a de mulheres mais instruídas. Para todos os demais grupos temos que em 2007 a presença de filhos reduzia as chances da mulher inserir-se no mercado de trabalho em dimensões superiores a observadas em 1977. Uma parte deste quadro provavelmente deve-se a escassa rede de auxílio que as mulheres com filhos obtêm hoje. Se no passado a oferta de creches públicas também era restrita, ao menos a incidência de família estendida era maior. Os dados apontam que 5,6% dos casais44 em 1977 tinham outro parente feminino entre 15 a 60 anos vivendo no domicílio, enquanto em 2007 esta proporção era de apenas 2,5%. Este fator mostrou-se relevante para a escolha entre casal “tradicional” e de duplo rendimento em na década de 70, o qual aumentava em 48,9% as chances do casal ser de duplo rendimento. Mas 30 anos depois este fator deixou de ser relevante na escolha do casal. Neste caso, temos que além do fato da família atual ter deixado de incorporar membros agregados com a mesma intensidade que no passado, a potencial ajuda no cuidado dos filhos passou a ser intermediada pelo mercado, por meio de creches e/ou serviços pontuais. Esta mudança condiz com o quadro contemporâneo, onde a presença de filhos dificulta com mais intensidade a inserção no mercado de trabalho de mulheres com menores níveis de instrução45.

3.2 Segundo estágio: decisão quanto a intensidade de trabalho dos cônjuges do casal de duplo rendimento Uma vez que os cônjuges tenham optado pela inserção mútua no mercado de trabalho, o próximo passo consiste na decisão quanto a intensidade com que cada um trabalhará. Assim, dado o nível salarial46 dada cônjuge decide quantas horas trabalhará tendo como base vários 44

Na faixa etária delimitada neste trabalho (25 a 54 anos). Vale mencionar que a proporção de mulheres com menos de 35 anos, que viviam em regiões metropolitanas, e que não tinham filhos saltou de 10,3% em 1977 para 20,3% em 2007. A maior proporção delas concentra-se justamente no grupo mais instruído (que possuem colegial – ou atual ensino médio – ou nível universitário). 46 O qual é estipulado pelo mercado de trabalho local levando em consideração as características dos postos de trabalho vis-à-vis os atributos produtivos de homens e mulheres 45

16

fatores, dentre eles os familiares tais como no. de filhos, idade, etc. Consequentemente, a maior ou menor contribuição de cada cônjuge à renda do casal deve-se a uma combinação entre o salário/hora e o número de horas trabalhadas por cada um. Os dados da tabela 1 apontam que entre 1997 e 2007 o avanço dos casais de duplo rendimento nas regiões metropolitanas foi de 21 pp, e o gráfico 2 mostra como a distribuição da renda do trabalho dos casais de duplo rendimento segundo a participação monetária feminina alterou entre os dois períodos. O deslocamento à direita da distribuição relativa ao ano de 2007

distribuição Kernel 1 2

3

Gráfico 2: Distribuição da proporção da renda feminina na renda do trabalho do casal

C

B

0

A

0

.2 .4 .6 .8 proporção da renda feminina na renda do casal

1977

1

2007

revela o avanço da participação feminina na geração da renda familiar. Dentre os casais com duplo rendimento houve uma queda de 18,2 pp na proporção de casais em que a maior contribuição monetária advinha do trabalho do homem (A) e elevação nas proporções de casais em que a contribuição financeira é equitativa (B) ou naqueles em que a maior parte advêm do trabalho feminino (C) de 13,3 pp e 5,1 pp respectivamente47. O 2º estágio do logit multinomial revela os fatores que estão mais correlacionados com esta mudança: anos de estudo e horas trabalhadas de cada cônjuge e a diferença do salário/hora entre eles. A presença de filhos segundo idades específicas como também a presença de outro parente feminino entre 15 a 60 anos não se mostraram relevantes de maneira consistente para a decisão quanto a intensidade do trabalho de cada cônjuge. Assim temos que a fecundidade feminina impacta sua oferta de trabalho mas não o número de horas trabalhadas pela mulher48. Quanto ao nível educacional dos cônjuges, os resultados apontam que um ano a mais de estudo da esposa ampliam as chances do casal optar por uma contribuição monetária equitativa ou ainda uma maior contribuição feminina em relação à categoria base. No caso da chance do casal apresentar uma contribuição monetária equitativa, temos que o risco relativo associado a um ano a mais de estudo da mulher não mudou muito entre os dois períodos: 9,3% em 1977 e 8,6% 2007. Mas o impacto de um ano a mais de estudo da esposa é mais elevado para as 47 48

Ver tabela 3. Fato que também deve-se a pouca flexibilidade da jornada de trabalho brasileira.

17

chances do casal optar pelo arranjo em que ela é a que mais contribui financeiramente49: 19% em 1977 e 25% em 2007. Já o impacto da elevação do nível educacional do marido na probabilidade do casal optar por ter uma contribuição mais equitativa apresentou uma baixa significância nos dois períodos, o que torna sua interpretação menos precisa50. Mas seu impacto sob as chances do casal escolher uma maior contribuição financeira feminina vis-à-vis a masculina é negativo e praticamente constante nos dois anos. Um ano a mais de estudo do marido reduzia a probabilidade do casal optar por uma maior contribuição monetária feminina em 8,5% tanto em 1977 quanto em 2007. Para analisar o impacto da diferença do salário/ hora recebido pelos cônjuges e da intensidade de trabalhado de cada um na escolha entre os três tipos de casais de duplo rendimento, é importante constatar que a combinação destas variáveis nos fornece quatro situações distintas51: (a) (b) (c) (d)

Mulher ganha mais e trabalha menos que seu marido Mulher ganha mais e trabalha mais que seu marido Mulher ganha menos e trabalha menos que seu marido Mulher ganha menos e trabalha mais horas que seu marido Os gráficos a seguir descrevem a situação dos casais de duplo rendimento quanto a estas

quatro combinações para os dois períodos.

49

Em relação a categoria base: maior contribuição monetária do homem. Nos dois anos, a variável “anos de estudo do marido” mostrou-se significativa apenas ao nível de 10%. 51 Estas combinações baseiam-se na associação entre salário/hora e número de horas trabalhadas dos cônjuges, ambas obtidas pela comparação da esposa em relação ao marido. Temos a proporção do salário/hora da esposa(M) em $%&á( )/+)(%, relação ao marido (H) dado por # . e a proporção do número de horas trabalhada dado por 50

#

/).+)(%$ 1(%2%&+%3%$, /).+)(%$ 1(%2%&+%3%$-

$%&á( )/+)(%-

.. Assim valores superiores à unidade indicam que a contribuição feminina é maior e valores

menores que a unidade o contrário. Quando uma das proporções é igual a 1, ambos os cônjuges ganham a mesma remuneração por hora trabalhada e/ou trabalham na mesma intensidade.

18

No final da década de 70 apenas 9,1% das mulheres recebiam um salário/hora maior que seus maridos e também trabalhavam mais que eles. Em 2007 esta porcentagem chegava a 14,2% - área (b) nos gráficos. No espectro oposto, o grupo de mulheres que recebiam menos por hora trabalhada e trabalhavam em menor intensidade que seus maridos era de 42,9% em 1977 e menos que um terço (29,1%) em 2007 – área (c).

Mas a maior parte das mulheres fica

entre estes dois estremos, procurando combinar rendimento e intensidade do trabalho. Nestas duas possibilidades intermediárias (áreas (a) e (d)) havia 48% das esposas de casais de duplo rendimento em 1977 e mais da metade (56,7%) em 2007. Percebem-se também duas mudanças importantes entre os dois períodos. Primeiro houve um aumento de mulheres que recebem um salário/hora superior ao de seus maridos mesmo nos casais em que a maior parte da renda advém do trabalho masculino (dentre os quais tínhamos 6% em 1977 contra 13,2% em 2007). Em segundo, no caso oposto (em que a maior contribuição é feminina) vê-se que não existem mais mulheres que têm um salário/hora inferior aos seus maridos. Ao final, os resultados do logit multinominal se comportam como o esperado, o número de horas trabalhadas de homens e mulheres vão em direções opostas. O aumento da intensidade do trabalho feminino está associado a probabilidades maiores do casal escolher arranjos em que o marido não contribua com a maioria da renda, enquanto mais horas de trabalho do marido vai na direção oposta. Além disso, quanto maior for o salário/hora da mulher em relação ao do marido maior será a chance do casal de duplo rendimento optar por uma contribuição mais equitativa ou uma maior contribuição monetária feminina em relação à categoria base. No entanto o peso destas três variáveis era menor em 2007 do que no final da década de 70, sendo a diferença salarial entre os cônjuges o fator de maior impacto do que a intensidade de horas trabalhadas.

4. Conclusões Este trabalho teve o objetivo de escrever como o impacto da escolaridade dos cônjuges, fecundidade, composição familiar, dentre outros alterou as possibilidades de arranjos entre 1977 e 2007. Esta mudança confirma a expansão da relevância feminina para a geração de renda da família (quando não uma situação de dependência), sendo a escolaridade o fator mais significativo. Quanto a probabilidade contemporânea de pertencer a um casal tradicional os resultados indicam que ela ocorre em níveis educacionais mais baixos para os homens do que para as mulheres. Já o arranjo “mulher provedora” cresceu nos estratos mais baixos de educação tanto de homens quanto de mulheres. Mesmo com o aumento da importância econômica do trabalho feminino, os resultados também revelam que a fecundidade ainda é um fator que afeta a oferta de trabalho das mulheres. Contudo este impacto não é uniforme, e as mulheres com níveis mais baixos de instrução têm 19

chances maiores de se retirar do mercado de trabalho do as mais instruídas. Este efeito mostra que a separação entre as esferas de produção/reprodução continua relevante particularmente na vida de mulheres de renda mais baixa. O equilíbrio das esferas trabalho/ família também fica evidente no caso das mulheres que se encontram em um arranjo de duplo rendimento. Neste grupo, composto pelas mulheres com maiores níveis educacionais, ainda é uma parcela pequena delas que tanto ganha um salário/hora superior aos seus maridos, como também trabalha mais horas. Mesmo com a redução em 14pp do grupo de mulheres tem uma remuneração/hora inferior e trabalham menos horas que seus cônjuges o país ainda está longe de encontrar uma configuração entre trabalho/ família mais equitativa52. Esta situação revela um mau aproveitamento do investimento em educação realizado pelas mulheres. Apesar do grande avanço da participação feminina na geração da renda familiar, ele ainda é tímido quando comparado a níveis internacionais onde bem menos da metade dos casais apoiam-se em arranjos tradicionais. Ao mesmo tempo em que a sociedade brasileira abandona lentamente o modelo “homem provedor”, cresce de maneira surpreendente as famílias em que as mulheres aparecem como única provedora. Este novo contexto familiar demanda políticas públicas favoráveis às mulheres.

5. Referências Bibliográficas BARROS, L. F. B.; ALVES, J. E. D.; CAVEGNAGHI, S. Novos Arranjos Domiciliares: condições socioeconômicas dos casais de dupla renda e sem filhos (DINC). In: XVI Encontro Nacional de Estudos Populacionais, Caxambu/MG, set./out, 2008. BECKER, G. S. A Treatise on the Family, 2nd edition, Harvard University Press, Cambridge, 1991. BERQUO, E., OLIVEIRA, M. C., CAVENAGHI, S. Arranjos familiares "não-canônicos" no Brasil. In: VII Encontro Nacional de Estudos Populacionais da ABEP, Anais, Caxambu: ABEP, 1990. BITTMAN, M., ENGLAND, P.,SAYER, L., FOLBRE, N., MATHESON, G. When Does Gender Trump Money? Bargaining and Time in Household Work, American Journal of Sociology, Vol. 109, No. 1, 2003. BLUMBERG, R. L.; COLEMAN, M. T. A theoretical look at the gender balance of power in the American couple. Journal of Family Issues, No. 10 (2), 1989. COPPOLA, L., FREGUJA, C. Dual-earner couples in Europe: Evidence from the EU Survey on Income and Living Conditions (EU-SILC 2005), European Population Conference, 2008. DEUTSCH, F. M.; ROKSA, J.; MEESKE, C. How gender counts when couples count their money. Sex Roles: a Journal of Research, Vol. 48, Nos 7/8, 2003. GIDDENS, A. O mundo na era da globalização. Lisboa: presença, 2000. 52

Sem contabilizar a parcela de horas dedicadas às atividades domésticas, o que foge ao âmbito deste trabalho.

20

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21

Apêndice: Tabela A: características adicionais de homens e mulheres segundo o tipo de casal Tipos de casais Região metropolitana

Regiões metropolitanas – 1977/ 2007 Renda gerada para familia* - %Não tem Tem filhos Média de filhos filhos - % até 6 anos - % até 14 anos** Mulher Homem

1977 Homem único provedor Mulher única provedora Casal com duplo rendimento

0.0 33.1 26.4

73.2 0.0 53.3

5.8 9.6 11.3

64.6 42.6 57.0

3.2 2.9 2.8

2007 Homem único provedor Mulher única provedora Casal com duplo rendimento

0.0 70.6 36.9

85.3 0.0 54.7

10.1 15.4 15.6

39.6 25.3 31.2

1.1 1.1 1.1

* Considera-se apenas a renda advinda do trabalho ** Contabiliza apenas os filhos que residem no mesmo domicílio Fonte: PNAD 1977 e 2007 (elaboração própria)

Distribuição dos casais entre os quintis da renda familiar per capita – em % Gráfico 1: Casais em que o homem é provedor

Gráfico 3: Casais em que a mulher é provedora 36.2

33.6

1977 24.6 21.6

23.1

20.9 17.6

2007

1977 23.6 21.6

18.2

16.3

12.7

14.3

24.8

15.6

2007

24.1

15.3

14.2

11.6

1o. Quintil 2o. Quintil 3o. Quintil 4o. Quintil 5o. Quintil Fonte: PNADs 1977 e 2007 (elaboração própria)

10.4

1o. Quintil 2o. Quintil 3o. Quintil 4o. Quintil 5o. Quintil Fonte: PNADs 1977 e 2007 (elaboração própria)

Gráfico 2: Casais duplo rendimento

1977

2007 22.3

27.0 23.3

32.4 28.4

18.4 15.715.9 10.3 6.5

1o. Quintil 2o. Quintil 3o. Quintil 4o. Quintil 5o. Quintil Fonte: PNADs 1977 e 2007 (elaboração própria)

22

Quadro: Variáveis utilizada cada logit multinomial – 1º e 2º estágios o

Cônjuges

variáveis

o

1 Estágio

Grupo

2 Estágio

Variáveis

Variáveis

idade da esposa

idade da esposa

diferença de idade entre os cônjuges (marido-esposa)

diferença de idade entre os cônjuges

anos de estudo da esposa

anos de estudo da esposa

anos de estudo do marido

anos de estudo do marido horas trabalhadas no mês/ esposa horas trabalhadas no mês/ marido

Familia

Diferença do salário/hora (esposa-marido) Outro parente feminino (15-60 anos)

Outro parente feminino (15-60 anos)

Somente filhos até 6 anos de idade

Somente filhos até 6 anos de idade

Somente filhos de 7 anos ou mais de idade

Somente filhos de 7 anos ou mais de idade

Filhos menores, igual ou maiores de 7 anos de idade o

1 quintil da renda per capita o

2 quintil da renda per capita o

3 quintil da renda per capita

Localização

o

Filhos menores, igual ou maiores de 7 anos de idade o

1 quintil da renda per capita o

2 quintil da renda per capita o

3 quintil da renda per capita o

4 quintil da renda per capita

4 quintil da renda per capita

São Paulo

São Paulo

Curitiba

Curitiba

Porto Alegre

Porto Alegre

Belo Horizonte

Belo Horizonte

Fortaleza

Fortaleza

Recife

Recife

Salvador

Salvador

Belém

Belém

Distrito Federal

Distrito Federal

23

Tabela B1: Resultado 1º estágio Chances relativas de uma escolha distinta do casal "tradicional"

Variáveis Idade da esposa Diferença de idade entre os cônjuges Anos de estudo da esposa Anos de estudo do marido Outro parente 15-60 anos Somente filhos menores de 7 anos Somente filhos de 7 anos ou mais Filhos menores, igual ou maiores de 7 anos 1o. quintil da renda per capita 2o. quintil da renda per capita 3o. quintil da renda per capita 4o. quintil da renda per capita São Paulo Curitiba Porto Alegre Belo Horizonte Fortaleza Recife Salvador Belém Distrito Federal % Tipo casal No observações LR chi2(42) Prob>chi2 2

Pseudo R

Casal de duplo rendimento 1977 2007 ***

0,991 *** 0,979 *** 1,195 *** 0,904 *** 1,507 *** 0,438 *** 0,618 *** 0,628 *** 0,232 *** 0,498 *** 0,609 *** 0,813 *** 0,843 *** 1,755 *** 1,417 † 1,036 *** 1,655 * 1,134 * 1,224 * 1,198 *** 1,175 23.0 18.611 2174,35 0,0000 0,0852

***

0,960 *** 0,966 *** 1,057 *** 0,930 † 1,059 *** 0,710 ** 1,141 † 1,087 *** 0,050 *** 0,181 *** 0,416 *** 0,718 † 1,040 *** 1,308 *** 1,425 *** 1,440 *** 1,619 ** 1,202 *** 1,646 *** 1,564 † 1,106 50.6 16374 3369.57 0,0000 0,1201

Mulher Provedora 1977 2007 ***

1,073 *** 1,066 *** 1,171 *** 0,853 † 1,215 *** 0,199 *** 0,499 *** 0,373 *** 2,196 *** 2,964 *** 1,857 *** 1,607 *** 1,557 *** 2,337 *** 2,213 ** 1,502 † 1,419 † 1,096 † 1,056 † 0,722 † 0,901 1.5

***

1,046 *** 1,024 *** 1,090 *** 0,958 † 0,869 *** 0,408 *** 0,509 *** 0,336 *** 4,026 *** 2,346 *** 1,678 *** 1,694 ** 1,366 † 1,236 *** 1,525 *** 1,717 † 1,152 † 1,010 *** 1,468 † 1,183 *** 1,595 4.7

24

Tabela B2: Resultado 2º estágio – casais duplo rendimento Chances relativas de uma escolha distinta da “maior contribuição monetária pelo marido”

Variáveis Idade da esposa Diferença de idade (marido-esposa) Anos de estudo da esposa Anos de estudo da marido Horas trabalhadas no mês esposa Horas trabalhadas no mês marido Diferença do salário/hora (esposa-marido) Outro parente 15-60 anos Somente filhos < 7 anos Filhos menores de 7 anos, igual ou mais Somente filhos de 7 anos ou mais 1o. quintil da renda per capita 2o. quintil da renda per capita 3o. quintil da renda per capita 4o. quintil da renda per capita São Paulo Curitiba Porto Alegre Belo Horizonte Fortaleza Recife Salvador Belém Distrito Federal % Tipo casal No observações LR chi2(42) Prob>chi2 2

Pseudo R

Contribuição equitativa 1977 2007 †

0,992 † 0,996 *** 1,093 * 1,034 *** 1,025 *** 0,978 *** 3,480 † 1,046 † 1,140 † 1,028 † 1,243 ** 0,405 *** 0,574 *** 0,531 *** 0,524 † 1,155 † 1,069 † 0,946 † 0,908 † 0,706 † 0,867 † 0,932 † 1,204 *** 1,660 25.1 5.194 3738,78 0,000 0,455

†

1,009 *** 0,987 *** 1,086 * 0,986 *** 1,016 *** 0,988 *** 1,196 † 0,930 † 0,909 *** 0,741 *** 0,748 † 1,073 † 1,668 † 1,357 † 0,910 † 0,991 † 0,870 † 0,969 ** 0,773 *** 0,654 † 0,954 ** 0,797 * 0,795 † 1,092 39.4 8.765 3456,53 0,000 0,2109

Maior contribuição feminina 1977 2007 †

1,009 † 1,000 *** 1,190 *** 0,916 *** 1,038 *** 0,967 *** 5,549 † 1,148 † 1,077 † 1,161 † 1,291 † 0,570 *** 0,195 *** 0,264 ** 0,609 † 1,233 † 1,413 † 0,955 † 0,809 † 0,993 † 1,558 † 1,701 † 1,718 * 1,581 5.1

***

1,024 *** 0,977 *** 1,250 *** 0,915 *** 1,025 *** 0,979 *** 1,274 † 1,008 † 1,040 † 1,041 † 0,881 † 1,249 † 0,878 *** 0,590 *** 0,601 † 1,190 † 0,887 † 0,996 † 0,841 † 1,165 † 1,290 † 1,191 † 1,158 † 1,365 10.2

25