Os Determinantes da Alocação de Tempo em Trabalho pelos Homens Idosos: Evidências para o Brasil

Vívian dos Santos QueirozDoutoranda em Economia Aplicada da Universidade Federal do Rio Grande do Sul (PPGE/UFRGS).

Paulo de Andrade JacintoProfessor do PPGE/PUCRS e Pesquisador CNPq.

ResumoEste estudo teve como objetivo estudar os determinantes da alocação de trabalho pelos homens idosos brasileiros. Para tanto, a base de dados utilizada foi a PNAD de 2009 e a metodologia empírica empregada foi o modelo de dois estágios de Heckman (1979) para corrigir o viés de seleção presente em modelos tobit e outro modelo double-hurdle que permite estimar conjuntamente a decisão de participação na força de trabalho e quantidade de horas alocadas. Este último foi apontado como a melhor especificação, pois conseguiu captar a mudança de sinais e significância estatística entre as decisões. Os principais resultados apontaram os dependentes de rendimento do trabalho como mais propensos ao trabalho, tais como idosos com filhos menores e casados. No entanto, a idade elevada e educação reduzem a quantidade de horas trabalhadas, principalmente para os mais escolarizados. Residência em metrópole, trabalho autônomo e no serviço público favorecem positivamente e negativamente a alocação de trabalho, respectivamente. Este resultado pode ser atribuído à característica e/ou qualidade dos postos de trabalho. Por fim, a menor probabilidade de alocação de horas de trabalho por parte dos aposentados pode ser atribuído à importância do beneficio na renda familiar.

Palavras-chaves: Trabalho dos homens idosos. Horas de trabalho. Modelo double-hurdle.

AbstractThe aim this paper is identify the determinants of labor allocation by the Brazilian older men. The source of data for this paper is the 2009 National Household Survey (PNAD) and the empirical methodology used was the model of two-stage Heckman (1979) and another double-hurdle model. The double-hurdle was the best specification, because it gave the most important contribution. The more dependents of earned income are the more likely to work, such as the elderly married and with children. The advanced of the age and education reduce the allocation of labor, especially for more educated. Residence in area metropolitan, self-employment and public service has effect positive and negative for allocation of labor, respectively. This result can be attributed to the characteristic and/or quality of jobs. Finally, the less likely allocation of hours worked by the retiree can be attributed to the weight of family income benefit.

Key words: Work of older men. Time allocation. Double-hurdle model.

JEL classification: J01, J14, J22.

Área de Interesse: Economia do trabalho

Os Determinantes da Alocação de Tempo em Trabalho pelos Homens Idosos: Evidências para o Brasil

ResumoEste estudo teve como objetivo estudar os determinantes da alocação de trabalho pelos homens idosos brasileiros. Para tanto, a base de dados utilizada foi a PNAD de 2009 e a metodologia empírica empregada foi o modelo de dois estágios de Heckman (1979) para corrigir o viés de seleção presente em modelos tobit e outro modelo double-hurdle que permite estimar conjuntamente a decisão de participação na força de trabalho e quantidade de horas alocadas. Este último foi apontado como a melhor especificação, pois conseguiu captar a mudança de sinais e significância estatística entre as decisões. Os principais resultados apontaram os dependentes de rendimento do trabalho como mais propensos ao trabalho, tais como idosos com filhos menores e casados. No entanto, a idade elevada e educação reduzem a quantidade de horas trabalhadas, principalmente para os mais escolarizados. Residência em metrópole, trabalho autônomo e no serviço público favorecem positivamente e negativamente a alocação de trabalho, respectivamente. Este resultado pode ser atribuído à característica e/ou qualidade dos postos de trabalho. Por fim, a menor probabilidade de alocação de horas de trabalho por parte dos aposentados pode ser atribuído à importância do beneficio na renda familiar. Palavras-chaves: Trabalho dos homens idosos. Horas de trabalho. Modelo double-hurdle.

Abstract:The aim this paper is identify the determinants of labor allocation by the Brazilian older men. The source of data for this paper is the 2009 National Household Survey (PNAD) and the empirical methodology used was the model of two-stage Heckman (1979) and another double-hurdle model. The double-hurdle was the best specification, because it gave the most important contribution. The more dependents of earned income are the more likely to work, such as the elderly married and with children. The advanced of the age and education reduce the allocation of labor, especially for more educated. Residence in area metropolitan, self-employment and public service has effect positive and negative for allocation of labor, respectively. This result can be attributed to the characteristic and/or quality of jobs. Finally, the less likely allocation of hours worked by the retiree can be attributed to the weight of family income benefit.Key words: Work of older men. time allocation. double-hurdle model. JEL classification: J01, J14, J22.

1 Introdução

Nos últimos anos o envelhecimento populacional vem sendo considerado um dos mais importantes desafios social e econômico no contexto mundial. No Brasil, o processo de transição demográfica está acontecendo de forma acelerada. As taxas de mortalidade e fecundidade estão se reduzindo significativamente, resultando em acentuado envelhecimento da população. Dados do Ministério da Previdência Social (2011), mostra que no país houve uma elevação de 54% na expectativa de sobrevida do homem idoso e de 64% para as mulheres entre os anos de 1930 e 2009. A taxa de fertilidade que em 2009 atingiu 1,94 é bem inferior a de 6,3 observada em 1960 e está próxima das taxas registradas pelos países desenvolvidos. Conjuntamente, estes fatores têm contribuído para a queda da taxa média anual do crescimento da população que era de 3% na década de 60 para uma média de 1,4% na década de 90. Tudo indica que esse ritmo de queda se manterá nos próximos 20 anos até atingir 0,8% entre 2020 e 2030.

Essas mudanças demográficas têm gerado interesse de inúmeros pesquisadores em saber os impactos sobre a economia. Em particular no mercado de trabalho, a participação de pessoas idosas na população economicamente ativa vem se elevando, especialmente quando se trata de idosos aposentados. Por exemplo, Liberato (2005) mostra que no início dos anos 80 a taxa de atividade dos homens aposentados com idade entre 40 e 80 anos era de 25%, já no final da década de 90 essa taxa chegou aos patamares de 33%. Utilizando dados das PNADs de 1995-2009, Queiroz et al. (2012) mostram que a média de atividade no período foi de 29,4% e 35,1% para aposentados e não aposentados, respectivamente.

Na literatura internacional uma das principais referências sobre o tema é o estudo de Blau (1994). Nesse estudo é realizado uma análise da dinâmica da participação de homens com idade de 55 a 73 anos nos Estados Unidos entre os estados de empregado em tempo integral, parcial ou fora da força de trabalho. Os resultados apontaram: i) elevado pico de saída da força de trabalho aos 65 anos de idade associado à idade

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legal de aposentadoria; ii) fatores como experiência, duração do turno de trabalho, ocorrência prévia de determinados tipos de turno de trabalho são determinantes para a transição entre estados, iii) salários, pensões e benefícios de previdência estão relacionados com a probabilidade de deixar a força de trabalho, bem como a saída para o tempo parcial de trabalho e reentrada na força de trabalho.

No Brasil, estudo como o Wajnman et al.(2004), Liberato (2003), Furtado (2005), Camarano e Pasinato (2007) e Queiroz e Ramalho (2009) mostram que a elevada sobrevida, a melhora nas condições de saúde e educação, a necessidade de complementação da renda e/ou manutenção do padrão de vida entre outros fatores tem sido apontados como os determinantes para explicar essa alta participação.

Em virtude da perda do padrão de vida pós-aposentadoria, muitos idosos podem ter que permanecer/voltar ao mercado de trabalho, fato que é influenciado pela frágil cobertura previdenciária (Gasparini, et al., 2007; Liberato, 2003). Diante disso, o tempo alocado no trabalho pode distinguir entre aposentados e não aposentados. No estudo de Queiroz et al. (2008), em 2005 os idosos aposentados trabalharam em média 34,1 horas contra 39,2 horas semanais dos não aposentados. Há evidências de que os últimos são mais esforçados e/ou a ausência do benefício de aposentadoria na composição do rendimento domiciliar pode exigir maior esforço deles.

Ademais, alguns trabalhadores idosos aposentados podem optar por uma saída “parcial” da força de trabalho, ou seja, reduzem as horas trabalhadas e permanecem no mercado de trabalho (Blau, 1994). Por isso, a inserção em ocupações características do setor informal, cujas condições de trabalho e rendimentos são relativamente mais precárias (Queiroz e Ramalho, 2009), pode ser preferida pelos aposentados por permitir-lhes, entre outros motivos, maior flexibilidade de alocação de horas de trabalho.

Apesar da relevância do tema ainda são poucos os estudos que se detiveram a investigar a dinâmica da participação dos idosos no mercado de trabalho. No Brasil, por exemplo, Carrera-Fernandez e Menezes (2001) realizaram um estudo sobre a inserção dos idosos no mercado de trabalho metropolitano de Salvador, avaliando a avaliar a probabilidade de o idoso participar do mercado de trabalho entre julho de 1996 e dezembro de 1998. Seus principais resultados mostraram evidências de que a renda do trabalho principal e outras rendas desvinculadas ao trabalho (exógenas) são importantes por favorecer o engajamento laboral. Já Pérez et al. (2005) deram ênfase em sua análise a cidade de São Paulo e seus principais resultados apontaram que as más condições de saúde reduzem as chances de trabalho dos idosos, enquanto que, a instrução elevada favorece o trabalho destes mediante o acesso à serviços de saúde.

Nesses estudos um aspecto que não foi observado e diretamente relacionado com a taxa de participação foi avaliar a quantidade de horas de trabalho alocadas pelos indivíduos. Nesse sentido, o presente estudo tem por objetivo estudar os fatores determinantes da decisão de participação e da alocação de horas de trabalho pelos homens idosos economicamente ativos no Brasil.1 Para tanto será utilizado os microdados da PNAD para o ano de 2009 e são propostas duas metodologias empíricas: i) o modelo de dois estágios de Heckman (1970) conhecido como heckit para as decisões de participação no mercado de trabalho e alocação horas de trabalho e ii) o modelo double-hurdle que estima conjuntamente as respectivas decisões. Tendo em vista a escassez de estudos no país que visem o conhecimento dos determinantes da inserção dos idosos no mercado de trabalho, este trabalho ganha importância por fornecer elementos adicionais fundamentais para a elaboração de políticas públicas objetivando melhorar a condição desse grupo etário e da população em geral.

Assim, além dessa breve introdução o trabalhão está dividido em cinco seções. A segunda seção apresenta uma breve síntese da revisão de literatura. A terceira seção descreve algumas evidências acerca da participação dos idosos no mercado de trabalho. A quarta seção expõe a metodologia empírica empregada e a quinta seção discute os resultados. Por fim, a última seção traz as conclusões finais.

2 Revisão da literatura: uma breve síntese1 Idoso se refere ao indivíduo que possui no mínimo 60 anos de idade. Esta classificação é utilizada na literatura brasileira por outros autores, como Camarano (2001), e decorre da Política Nacional do Idoso (Lei n° 8.842 de 4 de janeiro de 1994).

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Uma característica importante desse século é o envelhecimento da população mundial. Inúmeros pesquisadores tem se dedicado a analisar teórica e empiricamente os impactos que as mudanças demográficas terão sobre o mercado de trabalho. É cada vez mais freqüente estudos procurando entender a participação do idoso na força de trabalho, o número de horas ofertadas e as escolhas ocupacionais desses indivíduos que decidiram permanecer no mercado de trabalho após terem idade para se aposentar ou mesmo após terem se aposentado. Nesse sentido, estudos sobre a dinâmica do trabalhador idoso no mercado de trabalho vêm ganhando cada vez mais espaço na literatura internacional sobre o tema.

Ruhm (1990), por exemplo, estudou o processo de “interrupção do trabalho” ou job-stopping dos homens idosos que inclui a combinação de emprego-ponte pós-carreira, aposentadoria parcial e aposentadoria inversa. Segundo esse autor, à medida que os trabalhadores envelhecem, normalmente reduzem seu empenho na força de trabalho. É uma decisão que pode ser motivada pela descontinuidade do movimento de emprego de carreira em tempo integral até aposentadoria ou por um processo mais gradual que envolve a transição de um emprego-ponte e a possibilidade de aposentadoria parcial.

Burtless e Moffitt (1985) elaboraram um modelo de ciclo de vida que permitia captar o efeito da Seguridade Social sobre a oferta de trabalho dos idosos. Nele incorporou-se a escolha da data de aposentadoria e alocação de horas de trabalho pós-aposentadoria. Os resultados mostraram que o Sistema de Seguridade Social tem efeito sobre a idade de aposentadoria e sobre a alocação de horas de trabalho pós-aposentadoria. Embora este efeito seja relativamente pequeno, ele mostrou-se crescente com o avanço da idade.

Considerando os estados de atividade, aposentadoria, incapacidade e morte2, Hayward e Grad (1990) estudaram o movimento no mercado de trabalho do homem com 55 anos de idade ou mais. O processo de aposentadoria, segundo os autores, não é um ato único e isolado, mas consistia de uma série de atos que incluem movimentos tanto de saída quanto de retorno para a força de trabalho.

Já o estudo de Peracchi e Welch (1992) examinou a tendência na transição do homem idoso americano (idade de 49 e 68 anos) entre estados de emprego em tempo integral, parcial e aposentado (não participação). 3 Os autores explicaram a transição entre estados como resultado da forte dependência de fatores como idade, educação, raça, tipo e composição da família. Além disso, as evidências da saída do tempo integral de trabalho se mostraram maiores aos 61 anos de idade e se ampliou com o diferencial por educação.

Embora não tenha sido observado nos estudos acima, a condição de saúde como um dos determinantes na participação dos idosos no mercado de trabalho foi analisada no estudo de Kalwij e Vermeulen (2005) para os indivíduos com idade entre 50 a 64 anos em onze países da Europa. Os resultados mostraram que uma melhora nas condições de saúde pode produzir uma elevação de mais de 10 pontos percentuais na elevada taxa de atividade dos homens idosos em países como Austrália, Alemanha e Espanha.

Em geral esses resultados corroboraram com o estudo de Blau (1994), no qual foi observado que a transição da força de trabalho em idades mais avançadas é mais freqüente do que se imagina. No Brasil, Camarano (2001), Wajmnan et al (2004) e Queiroz e Ramalho (2009) verificaram que a vida laboral dos idosos tem se ampliado e apontaram que as condições de vida do idoso, entre as quais o aumento da expectativa de vida, a saúde e educação são os principais responsáveis para esse fenômeno.

Camarano (2001) e Wajnman et al. (2004), por exemplo, estudaram os determinantes da participação dos idosos no mercado de trabalho brasileiro. Os resultados permitiram inferir que a educação teve papel fundamental na probabilidade de ocupação dos idosos em idades mais avançadas, pois favorece melhores ocupações que não exigem tanto vigor físico. Portanto, idade e educação estão relacionadas com a condição de saúde, pois à medida que a saúde fica debilitada a educação passa a ser o fator preponderante

2 O trabalhador se movimenta somente entre dos estados de aposentado e incapaz para economicamente ativo, mas não entre aposentado e incapaz.

3 Os autores consideram no mínimo 35 horas por semana para o emprego por tempo parcial e mais de 35 horas por semana para emprego em tempo integral.

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para a oferta de trabalho idosa. Ainda, segundo esses autores, os idosos mais propensos ao trabalho são aqueles com maior dependência da renda proveniente da atividade econômica, entre as quais destacam-se: ser homem, ser não-branco, ser chefes de família, possuir menor renda familiar, ser não aposentados e ocupados em trabalhos manuais.

No que tange à alocação de trabalho pelos idosos, Camarano (2001) mostrou que os idosos aposentados trabalhavam, em média, menos horas por semana quando comparados aos não aposentados. Queiroz e Ramalho (2008) ao estudar a inserção dos idosos no mercado de trabalho brasileiro a partir dos microdados da PNAD de 2005, sugeriram que estes últimos seriam mais determinados, batalhadores etc, uma vez que permaneciam no mercado de trabalho mesmo já tendo as exigências necessárias para o recebimento do beneficio de aposentadoria. Uma provável competitividade dentro do grupo de idosos poderia agir impulsionando os não aposentados a se esforçar mais.

As escolhas ocupacionais dos idosos brasileiros foi objeto do estudo de Queiroz e Ramalho (2009). Os resultados apontaram que os idosos aposentados são mais propensos a ocupações tipicamente informais, tais como trabalho sem carteira assinada, com condições de trabalho e rendimento relativamente precárias. Esses resultados evidenciam de que os idosos aposentados buscam complementação de renda, assim podem optar pela possibilidade de flexibilidade de alocação de horas de trabalho.

Há os estudos cuja ênfase é dada para o papel da cobertura previdenciária e recentes reformas no sistema de seguridade social para a determinação da taxa de atividade entre idosos (LIBERATO, 2003; GASPARINI, et al., 2007). A condição aposentadoria pode incentivar a atividade dos idosos motivados pela necessidade de complementação de rendimento domiciliar e/ou manutenção do padrão de vida (QUEIROZ e RAMALHO, 2009).

Em um estudo pioneiro Liberato (2003) analisou a oferta de trabalho dos homens idosos aposentados do meio urbano brasileiro entre 1981 e 2001. De acordo com a autora, o valor da aposentadoria é determinante para explicar a variação da taxa de atividade dos idosos aposentados e, a elevação dessa taxa na década de noventa seria correlacionada a alterações nas regras de concessão de benefícios no período considerado.

Já Furtado (2005) buscou realizar um quadro comparativo das regras de aposentadorias e mercado de trabalho do Brasil e de países membros da Organização para a Cooperação e Desenvolvimento e Econômico (OCDE). Segundo o autor, nove em cada dez idosos ocupados estavam inseridos no setor informal no Brasil e, a falta de impedimento legal à permanência/retorno do idoso aposentados ao mercado de trabalho eram apontados pelo autor como determinantes para explicar a baixa taxa de desocupação entre eles.

Em suma observou-se acima que os estudos realizados no Brasil deram maior ênfase para a taxa de participação, escolha ocupacional ou o efeito sobre a previdência social. Dessa forma, observa-se que há espaço para estudos sobre a alocação do tempo do trabalho dos idosos. É o que será feitos nas próximas seções.

3 Algumas evidências sobre os idosos no Brasil

3.1 População idosa no Brasil

Nas próximas décadas, o mundo terá que lidar com uma população cada vez mais envelhecida, pois se espera que em 2050, a população de idosos (com idade a partir de 60 anos) aumente de 20% para mais de 30% nas regiões mais desenvolvidas, de 8% para 20% em regiões menos desenvolvidas e de 5% para 10% em regiões pouco desenvolvidas (LEESON e HARPER, 2008). No Brasil, o avançado processo de envelhecimento populacional tem contribuído para aumentar o total de idosos e diminuído o número de crianças e jovens.

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A Figura 1 descreve a estrutura demográfica do Brasil nos anos de 2000 e 2010 segundo faixa etária, gênero e situação do domicílio. Os dados mostram que no período observado houve um estreitamento da base da pirâmide e alargamento do seu topo. O total de idosos com 60 anos de idade ou mais cresceu aproximadamente 42% entre 2000 e 2010. Ao considerar por setor de residência, o crescimento foi maior para os residentes do meio urbano, 46%, contra 21% do setor rural. Para o total de crianças e jovens de 0 a 19 anos houve uma queda de 8% no período considerado. Todavia essa queda foi maior entre os que residem no setor rural, 22%, contra 4% no meio urbano. É possível notar o predomínio das mulheres na população idosa. A diferença entre homens e mulheres cresceu 55% entre os anos considerados, que pode ser atribuída à maior expectativa de vida das mulheres.

Figura 1: Brasil – Distribuição da população por faixa etária, gênero e situação do domicílio (2000 e 2010)

(a) 2000 (b) 2010

0 a 4 anos 5 a 9 anos

10 a 14 anos15 a 19 anos

20 a 24 anos25 a 29 anos

30 a 34 anos35 a 39 anos

40 a 44 anos45 a 49 anos

50 a 54 anos

55 a 59 anos60 a 64 anos

65 a 69 anos70 a 74 anos

75 a 79 anos80 a 84 anos

85 a 89 anos90 a 94 anos

95 a 99 anosmais de 100 anos

10,000,000 5,000,000 0 5,000,000 10,000,000

rural urbano

mulheres homens

0 a 4 anos

5 a 9 anos

10 a 14 anos15 a 19 anos

20 a 24 anos

25 a 29 anos

30 a 34 anos35 a 39 anos

40 a 44 anos

45 a 49 anos

50 a 54 anos

55 a 59 anos60 a 64 anos

65 a 69 anos

70 a 74 anos

75 a 79 anos80 a 84 anos

85 a 89 anos

90 a 94 anos

95 a 99 anos

mais de 100 anos

10,000,000 5,000,000 0 5,000,000 10,000,000

rural urbano

mulheres homens

Fonte: Elaboração própria a partir dos dados dos Censos Demográficos de 2000 e 2010.

3.2 Participação dos idosos no mercado de trabalho brasileiro

O “envelhecimento ativo” 4 é cada vez mais comum no Brasil. Segundo Camarano (2001) temos muitos idosos que permanecem em atividade econômica ou que decidem, depois de um tempo fora do mercado de trabalho, retornar à atividade. Esse fenômeno também é observado entre aposentado há alguns anos. Por exemplo, em 1998 dentre os idosos que estavam no mercado de trabalho, mais da metade dos homens e 1/3 das mulheres eram aposentados (CAMARANO, 2001). De acordo com os dados das PNADs, a taxa de atividade dos idosos não aposentados em 1995 foi cerca de 36% e os aposentados 32%, já em 2009, a taxa de atividade foi cerca 28% e 34%, respectivamente.

Diante desse fato, a Figura 2 faz uma exposição das taxas de atividade dos idosos por gênero e condição de aposentadoria no ano de 2009. Através desta, é possível perceber que as mulheres não aposentadas apresentam uma taxa de atividade decrescente, sendo suplantadas pelas aposentadas a partir dos 62 anos de idade. Segundo Scorfaze e Menezes-Filho (2001), maiores oportunidades de trabalho para as mulheres

4 Expressão comumentemente atribuída por Camarano e Pasinato (2007) aos idosos economicamente ativos. 5

podem ter favorecido o aumento da participação destas no mercado de trabalho. Além disso, a elevada sobrevida atribuída a elas pode estar contribuindo para elevar a taxa de participação, especialmente no caso das aposentadas. O comportamento do homem idoso é um pouco distinto, pois as taxas de atividade dos aposentados foram menores para todas as idades se comparados com não aposentados.

No que tange às principais diferenças entre gênero verifica-se que os homens aposentados possuem maior participação que as mulheres para quase todas as idades. Tal fato pode ser devido à necessidade da mulher idosa se dedicar mais à família e/ou afazeres domésticos nessa fase da vida. Além do mais, a renda do cônjuge pode ser um fator determinante para a inatividade das mesmas.

Figura 2: Brasil – taxa de atividade por gênero e condição de aposentadoria (2009)(a) Mulheres (b) Homens

Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD de 2009.Nota: Resultados expandidos para o universo.

Com respeito à alocação de trabalho pelos idosos, alguns estudos apontam que os idosos aposentados trabalham menos horas por semana quando comparados com os não aposentados (CAMARANO, 2001; QUEIROZ e RAMALHO, 2008). A Figura 3 apresenta a alocação de horas de trabalho por semana pelos homens idosos do setor urbano, por condição de aposentadoria e anos de estudo. Os dados mostram que os não aposentados trabalham em média 32 horas de trabalho por semana quando comparados com os aposentados 10 horas. Os idosos não aposentados mais educados (13 - 14 anos de estudo) são os que alocam mais horas de trabalho por semana, cerca de 39 horas.

Figura 3: Brasil – alocação de horas de trabalho por semana pelos homens idosos do setor urbano por condição de aposentadoria e anos de estudo (2009)

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Fonte: Elaboração própria a partir de dados da PNAD de 2009.Nota: Dados expandidos para o universo.

Essas evidências mostram que os aposentados permanecem ou voltam ao mercado de trabalho com intuito de complementar renda domiciliar, alocando poucas horas de trabalho por semana. 5 Já a alocação de trabalho pelos não aposentados se assemelha a trabalhos de turno parcial, que exigem bem mais esforço que os demais postos de ocupação. Assim, tal comportamento pode ser atribuído à ausência do benefício de aposentadoria na composição da renda domiciliar, que impossibilita estes últimos se ocuparem de trabalhos que lhes permitam maior flexibilidade na alocação de horas de trabalho.

4 Métodos de investigação

Essa seção apresenta os métodos de investigação usados para a identificação e análise dos determinantes da oferta de trabalho dos idosos e a quantidade de horas alocadas. Inicialmente são descritos o modelo heckit e o modelo double-hurdle. Em seguida, a fonte de dados e os filtros utilizados na construção da amostra são apresentados.

4.1 Método empírico

A estratégia empírica utilizada procura investigar os fatores que determinam a oferta de trabalho dos idosos e a quantidade de horas alocadas. Para tanto, no presente trabalho será utilizado o modelo heckit e double-hurdle. Antes de descrever esses modelos iremos fazer algumas considerações a respeito dos problemas associados a outras estratégias empíricas.

A primeira vista, a análise poderia ser realizada por meio da estimação de dois modelos separados, assumindo que as decisões estariam ocorrendo de forma seqüencial. Ou seja, a primeira decisão seria a de participar ou não do mercado de trabalho, ao passo que, a segunda, seria a quantidade de horas que o participante alocaria no trabalho.

5 Característica típica de trabalhos do setor informal. 7

A estimação de um modelo probit seria indicada para a primeira decisão de forma a obter a probabilidade de participar do mercado de trabalho. Como os dados sobre as horas de trabalho possuem valores zero associados aos indivíduos que não estão empregados e valores positivos apenas para aqueles que encontram-se trabalhando, seria necessário considerar no processo de estimação a restrição de não-negatividade dos dados. Levando esse aspecto em consideração, o modelo tobit seria o procedimento mais adequado para essa segunda decisão. Contudo há uma restrição inerente ao proceder com a estimação dos modelos separados já que as mesmas variáveis explicativas influenciariam ambas as decisões, ou seja, teriam impactos simétricos sobre a decisão de participação e alocação de horas de trabalho. Há, ainda, uma segunda restrição, mas essa sobre o modelo tobit, que impõe o pressuposto de que os valores “zeros” (decisão de não participação dos indivíduos) ocorrem devido a outros fatores por si só, ou seja, o modelo incorpora todas as observações, incluindo so valores censurados, porém não leva em consideração a origem dos “zeros”.

Logo, uma solução para este problema seria a aplicação do método em dois estágios de Heckman (1979), mais conhecido como heckit.6 Este método propõe uma correção para o referido problema de viés de seleção causado pela estimação da subamostra censurada. Segundo Wodjao (2007), ele organiza o processo em dois estágios de decisão e permite o uso de diferentes variáveis explicativas em ambos os estágios, se tornando uma generalização dos modelos tobit.

O modelo double-hurdle proposto por Cragg (1971) é uma alternativa ao modelo heckit. Muito utilizado na literatura, ele foi criado através da modificação do modelo tobit padrão para tratar o problema da presença de muitos “zeros” nos dados. Trata-se de um método que implementa um tratamento especial à questão da decisão de participação. De acordo com Wodjao (2007) geralmente este método pressupõe dois “obstáculos” a serem transpostos para observar os valores positivos: (1) primeiro diz respeito à decisão de participação/propriedade e (2) o segundo diz respeito ao nível/intensidade/quantidade.

Os modelos heckit e double-hurdle são semelhantes na identificação das regras que regulam os resultados discretos, reconhecem que estes resultados são determinados pela seleção e decisão do nível/intensidade/quantidade de utilização e permitem usar diferentes variáveis explicativas nos dois estágios (efeitos assimétricos). No entanto, a diferença entre eles reside na segunda etapa do heckit, na qual as observações “zeros” não são incluídas, enquanto o double-hurdle considera a possibilidade destes valores “zeros” no segundo “obstáculo”, que seriam decorrentes de fatores aleatórios não observados. Ou seja, no modelo double-hurdle os valores “zeros” participam de ambos os estágios de decisão.

Mesquita et al. (2012) apud Cabral (2007) observa que o modelo double-hurdle incorpora de forma sequencial as decisões, bem como considera a correlação entre os fatores não observados da decisão de participação no mercado de trabalho e alocação de horas trabalhadas. Flood e Gråsjö (1998) acrescentam que o modelo double-hurdle pode ser considerado uma melhoria tanto do modelo tobit padrão (tipo I) quanto do tobit generalizado que inclui tratamento heckit (tipo II).

Após essas considerações, o presente estudo propõe estimar o modelo heckit e double-hurdle para a decisão de participação no mercado de trabalho e decisão de alocação de horas de trabalho pelos idosos. No modelo heckit, sua primeira parte consiste de um modelo probit para investigar a influência de características pessoais e familiares na decisão de participação no mercado de trabalho e, a segunda etapa, consiste da estimação de um modelo tobit para a decisão de alocação de horas de trabalho pelo idoso. Assim, o tobit padrão pode ser modificado para incluir o processo heckit, que é dado por:

(i) Decisão de participação: Equação de participação d1

¿=x1 β1+e1 (1a)

6 Dow e Norton (2003) enfatizam que a primeira parte do referido método estima a probabilidade de observar a parte positiva ou de participação usando a amostra completa e estimando através do probit, enquanto a segunda parte estima o nível de participação condicional sobre os valores positivos, que é conhecida como equação condicional.

8

Limiar d1={1 se d1¿>0

0 sed1¿≤ 0

(ii) Decisão de alocação de horas:Equação de alocação t 2

¿=x2 β2+e2

Limiar t 2={t2¿ se d1=1

0 se d1=0

(1b)

(2a)

(2b)

onde, x1 e x2 são vetores de variáveis explicativas que consta de atributos pessoais e familiares dos idosos que afetam os respectivos estágios de decisão, além de serem assumidas como não correlacionadas com seus respectivos termos de erros; e1 e e2 são termos de erros normalmente e identicamente distribuídos. d1

¿ é uma variável latente não observada do ganho de utilidade decorrente da escolha de participação. Para tanto, quando a variável latente for maior que zero d1

¿>0 a binária observada assume valor d1=1, ou seja, o idoso participa do mercado de trabalho, pois pressupõe que seu salário reserva supera o salário de mercado e significa que o idoso está reportando uma quantidade positiva de horas de trabalho, caso contrário d1=0 (CAMERON e TRIVEDI, 2005). Dessa forma, o número de horas de trabalho alocadas t 2 é igual ao valor latente não observado t 2

¿ que somente será observado quando houver um numero positivo de horas de trabalho, coso contrário, assume o valor zero.

Após estimar o probit em primeira etapa obtêm-se as a razão invertida de Mills a partir da predição linear da equação (1a):

λ=f (x1 β̂1 )F (x1 β̂1 )

para d1=1

ou

λ=− f ( x1 β̂1 )

1−F (x1 β̂1 ), caso contrário.

onde, (x1 β̂1 ) é a predição linear da equação (1a); f

é a função de densidade normal padrão e F

a função normal de densidade acumulada.

Na segunda etapa, estima-se a equação (2a), tobit, para a determinação da quantidade de horas alocadas, incluindo a taxa inversa de Mill como regressor adicional. 7 O pressuposto da normalidade dos termos de erros implica que as decisões são tomadas de forma independente. No entanto, o modelo de Heckman (1979) supõe que os termos de erros são correlacionados e o primeiro estágio domina o segundo. 8

No caso dos modelos double-hurdle o trabalhador enfrenta duas etapas para alocar horas de trabalho: (1) decide se entra ou não no mercado de trabalho e (2) decide quantas horas de trabalho vai ofertar. Este método é uma modificação do tobit tipo II, sendo considerado tobit com seletividade (FLOOD e GRÅSJÖ, 1998). A modificação necessária é feita na função limiar (2b):

t 2={t2¿ se d1=1 e t 2

¿>00 se d1=0 (3)

7 Como os desvios padrões não são eficientes recorre-se ao método de bootstrap (WOOLDRIDGE, 2002). 8 Os termos de erros seguem uma distribuição bivariada normal, onde ρ é o coeficiente de correlação (WODJAO, 2007):

(e1

e2) N [(00),( 1 ρσ

ρσ σ2)]9

em que a quantidade de horas trabalhadas é zero t 2=0 se existe valor censurado em zero t 2¿ ≤ 0 ou se existe

alguma “falha” ou circunstância aleatória.9 Explicitamente, tem-se:

t 2=t 2¿=x2 β2+e2⟶ x1 β1+e1>0⟶ x2 β2+e2>0

t 2=0 {x1 β1+e1>0⟶ x2 β2+e2 ≤ 0 oux1 β1+e1 ≤0⟶ x2 β2+e2>0 oux1 β1+e1≤ 0⟶x2 β2+e2≤ 0

(4a)

(4b)

(4c)

(4d)

onde a equação (4a) mostra que o trabalhador idoso oferta determinada quantidade de horas de trabalho quando entra no mercado de trabalho; equação (4b) mostra que o trabalhador entra no mercado de trabalho, mas não oferta horas de trabalho; equação (4c) mostra que o trabalhador oferta determinada quantidade de horas de trabalho, mas não entra no mercado de trabalho (falha); equação (4d) mostra que o trabalhador não entra no mercado de trabalho e não oferta horas de trabalho. Nota-se que o método double-hurdle indica que os valores zero advém não somente da decisão de participação, mas também da decisão de alocação de horas trabalhadas, contrapondo-se ao heckit que considera que os valores zeros surgem apenas da decisão de não participação.

4.2 Fonte de dados e tratamentos

Os dados que foram utilizados no trabalho são oriundos da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) de 2009 realizado pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. No que tange aos idosos, foram incluídos apenas aqueles indivíduos com idade entre 60 e 90 anos de idade e moradores do meio urbano. Optou-se por manter apenas os residentes do setor urbano devido à diferença nas regras de elegibilidade para a concessão do benefício de aposentadoria, ou seja, aos trabalhadores rurais é exigida somente a idade mínima para aposentadoria (60 anos para os homens), enquanto que no meio urbano a exigência é o tempo de contribuição (35 anos no regime geral de seguridade social - RGPS) e quando se tratar de emprego público, acrescenta-se a idade mínima de 60 anos (homens) e 10 anos no emprego público e 5 anos no cargo. De acordo com Queiroz e Ramalho (2009), essa diferença nas regras pode afetar de forma distinta a decisão de participação no mercado de trabalho dos idosos do setor urbano e rural.

Após os referidos filtros e considerando apenas aqueles homens que estavam empregados ou desempregados na semana de referência, o total de observações foi de 14.370 homens idosos, sendo 10.812 aposentados e 3.558 não aposentados.

Algumas variáveis que tratam de atributos pessoais e familiares foram incluídas, especificamente, raça, idade, idade ao quadrado, filiação sindical, chefe de família, presença de filho menor de 14 anos, estado conjugal, renda domiciliar 10, idade que começou a trabalhar, região metropolitana e outras variáveis binárias de localização regional. Para a educação foram criadas dummies para cada etapa de instrução escolar do trabalhador com intuito de observar o efeito diploma sobre a decisão de trabalho e alocação de horas trabalhadas: fundamental 1 (1-4 anos de estudo), fundamental 2 (5-10 anos de estudo), médio (11-14 anos de estudo) e superior (15 ou mais anos de estudo). Além destas, foram incluídas também dummies para categorias de ocupação para averiguar o impacto destas na alocação de horas trabalhadas dos idosos: trabalhadores com carteira assinada, sem carteira assinada, empregados autônomos, empregadores e funcionários públicos. Os idosos que se encontravam trabalhando para próprio consumo,

9 Os termos de erros nas equações (1a) e (2a) são supostos independentes e a distribuição normal bivariada destes termos de erros é reescrita da seguinte forma (WODJAO, 2007):

(e1

e2) N [(00),( 1 0

0 σ2)]10 Foram excluídos da amostra aqueles rendimentos domiciliares acima de R$ 10.000,00.

10

construção para próprio uso ou não remunerados foram agrupados na categoria trabalhadores sem carteira assinada. 11

As Tabelas A1 e A2, em apêndice, fornecem maiores informações sobre as variáveis utilizadas nos modelos. Na Tabela A1encontram-se as descrições e definições de cada variável, enquanto na tabela A2, constam as estatísticas descritivas da amostra. No caso dessa última tabela, optou-se por apresentar as estatísticas separadas entre os homens na situação de aposentados e não aposentados com intuito de verificar se há diferenças. Nota-se, no geral algumas diferenças. Por exemplo, entre os homens aposentados 54,21% reportaram serem brancos, contra apenas 44,60% para não aposentados. A idade média e a renda são maiores em relação aos não aposentados. Ter uma renda inferior pode estar entre uma das razões para que esses homens continuem ativos no mercado de trabalho. Essa evidência já tem sido observada em alguns estudos no Brasil.

5 Resultados

Nesta seção serão apresentados os resultados gerados a partir dos modelos heckit e double-hurdle. O objetivo é descrever os fatores que influenciam a alocação de tempo em trabalho para os indivíduos com idade entre 60 e 90 anos. Embora, no modelo double-hurdle os coeficientes estimados das variáveis explicativas representam a magnitude dos efeitos de uma variação na variável explicativa, em nossa análise será dado ênfase apenas aos sinais e a significância estatística dos parâmetros estimados com objetivo de identificar qual a influência das variáveis na decisão de participar ou não do mercado de trabalho e na quantidade de horas que o participante alocaria no trabalho.

A Tabela 1apresenta os resultados obtidos pelos os dois métodos para uma amostra total de homens idosos (aposentados e não aposentados). A partir dos resultados gerados pelo modelo heckit é possível perceber que grande parte dos coeficientes estimados apresentaram significância estatística e exibiram uma simetria nos sinais para ambas as decisões. Por exemplo, as variáveis filiação sindical, casado, possuir filho com 14 anos ou menos e renda domiciliar afetam positivamente na decisão de participar da força de trabalho e na quantidade de horas trabalhadas. O mesmo resultado pode ser observado no modelo double-hurdle, embora sindicato e filho de 14 anos não tenham sido estatisticamente significativas nas duas opções. A idade que começou a trabalhar também apresentou mesmo resultado nos dois modelos e sugere que a decisão de trabalho do homem idoso é maior quanto mais tarde este ingressa no mercado de trabalho. Estes achados guardam regularidades com os observados na literatura (CAMARANO, 2001; WAJMNAN, et al., 2004; QUEIROZ e RAMALHO, 2008, 2009). Assim, estes seriam mais dependentes do rendimento do trabalho, uma vez que são provedores do lar ou responsáveis pela família.

A variável chefe de família não foi significante no modelo heckit, contudo, no double-hurdle apresentou sinal distinto para as duas decisões e foi estatisticamente significante. Assim, um homem idoso chefe de família tem elevada probabilidade de entrar para o mercado de trabalho, embora haja efeito negativo sobre a quantidade de horas ofertadas. Este resultado pode estar sugerindo que quanto maior o salário, maior a alocação de trabalho, no entanto, esse efeito substituição de lazer por trabalho cresce cada vez menos e o aumento do salário do idoso implica em crescimento da demanda por lazer (BORJAS, 1996). Logo, o idoso pode aumentar sua demanda por mais tempo para dedicar-se à família ou outras atividades de lazer.

Já a idade elevada exibiu resultado negativo sobre as duas decisões, pois a idade ao quadrado indica um crescimento não linear da produtividade ao longo da vida do trabalhador idoso. Assim, à medida que o homem idoso vai envelhecendo diminui sua probabilidade de ofertar trabalho. Este resultado foi captado pelos dois modelos, mesmo que não tenha sido significativo para duas decisões no double-hurdle. Dessa

11 Ressalta-se que a escolha das variáveis é consistente com a literatura (CAMARANO, 2001; QUEIROZ e RAMALHO, 2008; 2009).

11

forma, como enfatizou Wajnman et al. (2004), a idade age de forma contrária a atividade do idoso, pois o avanço da idade reduz a força física ou disposição para o trabalho do idoso.

A educação, que é apontada na literatura como fator determinante para o emprego do idoso, teve impacto negativo sobre a decisão de trabalhar e alocação de horas de trabalho. Tal resultado foi captado de forma semelhante por ambos os modelos, com destaque para a simetria de sinais do nível superior de estudo (15 anos de estudo ou mais). Assim, os homens idosos educados possuem menor probabilidade de voltar ao mercado de trabalho.

12

Tabela 1: Brasil – Modelo de heckit e double-hurdle para a participação na força de trabalho e alocação de horas de trabalho para amostra completa de homens idosos – PNAD de 2009

Variáveis Modelo heckit Modelo double-hurdle

 Probit

(participação)Tobit

(horas alocadas)Probit

(participação)Tobit

(horas alocadas)Raça -0,0409 -0,1916 -0,0491 -0,0088

(0,0391) (0,5430) (0,0445) (0,4735)Idade 0,0642 0,3037 0,0690 0,9974

(0,0497) (0,7724) (0,0511) (0,7809)Idade^2 -0,0006* -0,0092* -0,0006 -0,0108*

(0,0003) (0,0054) (0,0004) (0,0056)Ensino Fundamental 1 0,0094 0,3226 -0,1004** 1,7240***

(0,0431) (0,7236) (0,0455) (0,6380)Ensino Fundamental 2 -0,1299** -0,4634 -0,2475*** 0,7327

(0,0573) (0,8672) (0,0643) (0,7621)Ensino Médio -0,2233*** 0,3672 -0,4811*** 0,2105

(0,0687) (0,9574) (0,0859) (0,7875)Ensino Superior -0,6870*** -3,6003*** -1,1998*** -3,3150***

(0,1086) (1,3102) (0,1399) (1,0079)Sindicato 0,1709** 7,5567*** 0,2801*** 0,3057

(0,0690) (0,8543) (0,0871) (0,5580)Chefe 0,0785 -0,3761 0,1447*** -1,1860**

(0,0480) (0,6742) (0,0558) (0,5712)Aposentado -0,4358*** -12,3530*** -0,4824*** -4,7861***

(0,0435) (0,6433) (0,0486) (0,4977)Casado 0,1766*** 3,1017*** 0,1655*** 2,0872***

(0,0438) (0,6487) (0,0496) (0,5994)Filho de 14 anos ou menos 0,1206* 4,5476*** 0,0794 2,8094***

(0,0725) (1,0215) (0,0855) (0,7974)Idade começou trabalhar 0,2280*** 0,2837***

(0,0043) (0,0063)Renda domiciliar 0,0002*** 0,0016*** 0,0002*** 0,0006***

(0,0000) (0,0002) (0,0000) (0,0002)Região metropolitana -0,0299*** -0,2493*** -0,0347*** 0,2368***

(0,0068) (0,0967) (0,0076) (0,0864)Nordeste 0,0287 -1,4745** -0,0808 0,8847

(0,0481) (0,7001) (0,0563) (0,5999)Sul 0,0407 -1,2744* 0,1664*** -1,9779***

(0,0526) (0,7433) (0,0581) (0,6845)Centro oeste 0,0239 -0,9088 -0,0570 0,6346

(0,0601) (0,8924) (0,0690) (0,7490)Norte -0,0814 -2,0020** -0,1129 2,0208***

(0,0682) (0,9261) (0,0756) (0,7771)Empregado com carteira 52,1239*** 2,8569***

(0,8250) (0,6249)Autônomo 50,5064*** -1,9038***

(0,6377) (0,6009)Empregador 53,4269*** 4,7216***

(1,0147) (0,9248)Funcionário público 42,2895*** -3,5929***

(1,1510) (0,7579)Lambda 15,5238***

(0,7255)Sigma 22,3108*** 15,1371***

(0,2679) (0,2098)Constante -3,3564* 7,5670 -3,8228** 19,8327

(1,7610) (27,1507) (1,8442) (26,8527)

Observações 14.370 14.370 14.370Loglikelihood -3.200,87 -26.354,44 -24.224,49Fonte: Elaborado pelos autores a partir de dados da PNAD de 2009. Nota: No modelo double-hurdle os desvios-padrões são robustos à heterocedasticidade. No modelo de dois estágios os desvios-padrões do tobit foram gerados por Bootstrap. * parâmetros significativos à 10%; ** parâmetros significativos à 5%; *** parâmetros significativos à 1%.

13

O double-hurdle, por sua vez, conseguiu captar um efeito assimétrico para poucos anos de estudo, ou seja, o idoso que possui o fundamental 1 (1-4 anos de estudo), uma vez no mercado de trabalho, apresentou chance de trabalhar mais horas, enquanto que um idoso mais instruído (superior) seria menos propenso a trabalhar muitas horas. De acordo com Borjas (1996) os primeiros ofertariam mais horas por possuírem um salário reserva mais baixo que o salário de mercado oferecido, enquanto que os mais instruídos optam por mais lazer uma vez que seu salário reserva não supera o de mercado. Outro fator que pode colaborar para explicar este resultado é a probabilidade de melhores ocupações com a educação (WAJMNAN, et al., 2004; QUEIROZ e RAMALHO, 2009), fato que pode favorecer o menor esforço e/ou flexibilidade de trabalho dos mais qualificados.

No que tange a variável aposentados, o resultado foi similar para os dois modelos e apresentou efeito negativo e altamente significativo, como se esperava. Tal achado é sugerido pela literatura, que aponta que os aposentados tendem a alocar menos horas de trabalho por semana do que antes da aposentadoria, ou seja, passam de uma participação integral no mercado de trabalho para uma participação parcial (BLAU, 1994; CAMARANO, 2001; QUEIROZ e RAMALHO, 2008). Dessa forma, o recebimento de benefício de aposentadoria contribui para elevar a preferência por mais lazer por parte dos aposentados, oposto ao que ocorre com os não aposentados (LAZEAR, 1986; SOUZA, 2003).

A localização da residência em área metropolitana foi estatisticamente significativa, negativa e simétrica no modelo heckit. Já o double-hurdle captou um efeito assimétrico de sinais, ou seja, o homem idoso tem chance negativa de participar da força de trabalho, mas uma vez decidindo trabalhar a chance de alocar mais horas de trabalho aumenta. Este resultado é interessante, pois mostra a influencia da presença de amenidades locais, tais como variedade de atrações de lazer etc, que podem favorecer a escolha por mais lazer ao invés de trabalho, no entanto, a oferta de melhores vagas de trabalhos e rendimentos pode atrair o homem idoso e incentivá-lo a ofertar mais trabalho (QUEIROZ e RAMALHO, 2008; RAMALHO, 2008).

Com relação à região de moradia, os homens idosos moradores da região Nordeste, Sul e Norte possuem chance de alocar menos horas de trabalho se comparados com os moradores do Sudeste (categoria omitida). Entretanto, o double-hurdle conseguiu captar sinal distinto para o moradores do Norte, ou seja, estes homens idosos teriam maior probabilidade de alocar mais horas quando comparados com o do Sudeste.

Enfim, em se tratando de escolhas ocupacionais, todos os coeficientes da estimação feita pelo heckit foram positivos e estatisticamente significativos, isto quer dizer que os trabalhadores empregados com carteira assinada, autônomos, empregadores e funcionários públicos são mais propensos a trabalhar mais horas semanais do que aqueles sem carteira assinada (categoria omitida). Todavia, o resultado mais interessante foi captado pelo modelo double-hurdle, que mostrou que as variáveis empregado como autônomo e funcionário público possuem efeito negativo sobre a alocação de horas de trabalho. Dessa forma, os homens idosos que estão inseridos nestas ocupações são menos propensos a trabalharem muitas horas, comparativamente aos empregados sem carteira (categoria base). Este resultado sugere que o idoso inserido como autônomo, por exemplo, tem a vantagem de possuir flexibilidade de horários na sua jornada diária de trabalho, fato que não se verifica para o caso dos trabalhadores com carteira assinada ou empregador.

No modelo heckit, o coeficiente do lambda (taxa inversa de Mill) foi significativo e positivo, indicando que há seleção positiva na condição de trabalho dos idosos. De acordo com este resultado, os atributos não observados afetam a decisão de trabalho dos idosos e necessitavam ser corrigidos.

Enfim, o modelo double-hurdle se sobressai perante a estimação por heckit devido a capacidade de captar a mudança de sinais e significância entre os parâmetros. Tais efeitos mostraram-se disfarçados neste último, pois, em geral, as mesmas variáveis que elevaram (diminuíram) a probabilidade de trabalho dos idosos contribuíam para aumentar (diminuir) a quantidade de horas de trabalho ofertadas.

14

6 Conclusões

O principal objetivo deste trabalho foi investigar os fatores determinantes da participação e alocação de trabalho pelos homens idosos. Para tanto, foram utilizadas duas metodologias empíricas: um modelo de dois estágios de Heckman (1979), mais conhecido como heckit, e um modelo double-hurdle que permite estimação conjunta. O primeiro método consiste de uma melhoria dos modelos tobit, pois, a partir da estimação de uma equação de participação, incorpora um fator de correção de seletividade nos modelos tobit. Já o modelo double-hurdle estima de forma conjunta a decisão de trabalhar e horas de trabalho, além do que, considera a presença dos efeitos não observados sobre ambas as decisões. Diante disso, o modelo double-hurdle mostrou-se superior ao método heckit, pois conseguiu captar impactos assimétricos sobre as duas decisões.

As variáveis que afetaram positivamente a decisão de trabalho dos idosos estão relacionadas, principalmente, à dependência do rendimento do trabalho, tais como, chefe de família, casado, filho com 14 anos ou menos, renda domiciliar e filiação sindical. Estas variáveis exibiram efeito simétrico sobre alocação de trabalho, com exceção dos chefes de família, que pode ser motivado pela preferência por lazer nessa fase da vida. Já a idade ao quadrado, elevada educação e aposentadoria possuem efeito negativo sobre a decisão de trabalho e alocação de horas. A primeira relaciona-se com a perda de força física e a segunda com o elevado salário reserva. O resultado dos aposentados reporta a um dinamismo no mercado de trabalho, sugerindo preferência por participação parcial no mercado de trabalho no pós-aposentadoria, resultado influenciado pelo recebimento do benefício.

Um dos resultados mais interessantes foi captado pelas estimações do modelo double-hurdle, que mostrou que as variáveis residência em área metropolitana e ocupados como autônomos ou servidores públicos exibiram resultados assimétricos. Estes achados sugerem que os moradores de metrópoles se deparam com amenidades locais que elevam a demanda por lazer, contudo, para os idosos que decidem participar há um incentivo a trabalhar mais, que pode ser devido à qualidade dos postos de trabalho e de rendimentos. Por fim, os idosos ocupados como autônomos ou servidores públicos possuíam menor chance de trabalhar mais horas que os inseridos sem carteira assinada, resultado que pode estar relacionado com a flexibilidade de horários de trabalho destas ocupações.

Por fim, as evidencias produzidas neste trabalho fornecem suprimentos que podem ser utilizados para a formulação de políticas publicas com intuito de melhorar o bem-estar desse grupo. Ademais, outras extensões desse estudo poderiam ser feitas, tais como avaliar os fatores que influenciam o comportamento de alocação de horas de trabalho por parte dos idosos antes e depois da aposentadoria, pois a dinâmica destes no mercado de trabalho é mais comum do que se imagina.

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Anexos

Tabela A.1: Descrição das variáveis utilizadas nas regressõesAtributos Pessoais DefiniçãoRaça Variável binária: 1- branco; 0-não branco *Idade Idade em anos Idade^2 Idade ao quadradoFundamental 1 Variável binária: 1- possui de 1 a 4 anos de estudo; 0-caso contrário *Fundamental 2 Variável binária: 1- possui de 5 a 10 anos de estudo; 0-caso contrário *Médio Variável binária: 1- possui de 11 a 14 anos de estudo; 0-caso contrário *Superior Variável binária: 1- possui 15 ou mais anos de estudo; 0-caso contrário *Idade começou trabalhar Idade que começou a trabalhar em anosSindicato Variável binária: 1- filiado a sindicato; 0-caso contrário *FamíliaChefe Variável binária: 1- responsável pela família; 0-caso contrário *Casado Variável binária: 1- vive com cônjuge; 0-caso contrário *Filho de 14 anos ou menos Variável binária: 1- possui filho menor de 14 anos; 0-caso contrário *Aposentado Variável binária: 1- se é aposentado; 0 - se não aposentado *Rendimento e Ocupação Renda domiciliar Renda domiciliar em R$ de 2009Trabalho carteira assinada Variável binária: 1- trabalha com carteira assinada; 0 – caso contrário Trabalho empregador Variável binária: 1- trabalha como empregador; 0 – caso contrárioTrabalho autônomo Variável binária: 1- trabalha como autônomo; 0 – caso contrárioTrabalho funcionário public Variável binária: 1- trabalha como funcionário público; 0 – caso contrárioTrabalho sem carteira assinada Variável binária: 1- trabalha sem carteira assinada; 0 – caso contrário *Residência há 5 anosRegião metropolitana Variavel binária: 1- reside na região metropolitana; 0 – caso contrário Norte Variável binária: 1- reside na região Norte; 0 – caso contrário Nordeste Variável binária: 1- reside na região Nordeste; 0 – caso contrário Sul Variável binária: 1- reside na região Sul; 0 – caso contrário Centro oeste Variável binária: 1- reside na região Centro-Oeste; 0 – caso contrário Sudeste Variável binária: 1- reside na região Sudeste; 0 – caso contrário *Fonte: Elaborado pelos autores a partir dos dados da PNAD de 2009. Nota: * Categoria de referência/controle.

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Tabela A.2: Descrição estatística das variáveis Variáveis Observações Média Desvio Padrão Mínimo Máximo

AposentadosRaça 10.812 0,5421 0,4982 0 1Idade 10.812 70,6628 7,1702 60 90Idade^2 10.812 5.044,64 1.042,90 3.600 8.100Fundamental 1 10.812 0,3849 0,4866 0 1Fundamental 2 10.812 0,1668 0,3728 0 1Médio 10.812 0,1207 0,3258 0 1Superior 10.812 0,0795 0,2706 0 1Sindicato 10.812 0,0583 0,2343 0 1Chefe 10.812 0,8329 0,3731 0 1Casado 10.812 0,7721 0,4195 0 1Filho com 14 anos 10.812 0,0479 0,2136 0 1Idade começou trabalhar 10.812 3,4660 5,8571 0 50Renda domiciliar 10.812 983,18 1.199,36 60 10.000Empregado com carteira 10.812 0,0250 0,1560 0 1Autônomo 10.812 0,1577 0,3645 0 1Empregador 10.812 0,0265 0,1605 0 1Funcionário público 10.812 0,0047 0,0685 0 1Região metropolitana 10.812 2,1206 3,0741 0 9Nordeste 10.812 0,2676 0,4427 0 1Sul 10.812 0,1845 0,3879 0 1Centro oeste 10.812 0,0879 0,2831 0 1Norte 10.812 0,0768 0,2662 0 1Sudeste 10.812 0,3833 0,4862 0 1

Não aposentadoRaça 3.558 0,4460 0,4971 0 1Idade 3.558 64,7223 5,4478 60 90Idade^2 3.558 4.218,65 761,90 3.600 8.100Fundamental 1 3.558 0,3690 0,4826 0 1Fundamental 2 3.558 0,1880 0,3908 0 1Médio 3.558 0,1279 0,3340 0 1Superior 3.558 0,0705 0,2561 0 1Sindicato 3.558 0,1152 0,3193 0 1Chefe 3.558 0,7819 0,4130 0 1Casado 3.558 0,7653 0,4239 0 1Filho com 14 anos 3.558 0,0829 0,2758 0 1Idade começou trabalhar 3.558 9,3319 6,7089 0 40Renda domiciliar 3.558 766,48 1.075,38 0 10.000Empregado com carteira 3.558 0,1563 0,3632 0 1Autônomo 3.558 0,3092 0,4622 0 1Empregador 3.558 0,0624 0,2419 0 1Funcionário público 3.558 0,0689 0,2532 0 1Região metropolitana 3.558 1,7982 2,7980 0 9Nordeste 3.558 0,2740 0,4461 0 1Sul 3.558 0,1256 0,3315 0 1Centro oeste 3.558 0,1487 0,3558 0 1Norte 3.558 0,1439 0,3510 0 1Sudeste 3.558 0,3078 0,4616 0 1

Fonte: Elaborado pelos autores a partir dos dados da PNAD de 2009.

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