O Benef´ıcio Vari´avel Jovem foi institu´ıdo no final de 2007 e teve como objetivo prin- cipal reduzir a evas˜ao escolar observada entre jovens pobres de 16 e 17 anos. ´E durante a mudan¸ca da faixa et´aria, de 7 a 15 anos para 16 e 17 anos, que estes jovens sofrem uma press˜ao maior para ingressarem no mercado de trabalho e contribu´ırem para elevar a baixa renda domiciliar de suas fam´ılias.
Como colocado anteriormente, este tipo de benef´ıcio social pode induzir a mudan¸cas de comportamento por parte dos membros de um domic´ılio beneficiado. A teoria econˆomica sugere diversos meios pelos quais os PTCR podem afetar as decis˜oes de oferta de trabalho, tanto pelo componente de transferˆencia de renda, quanto pelas condicionalidades presentes neste tipo de programa.
Este trabalho tem como objetivo verificar se de fato houve uma mudan¸ca de com- portamento por parte dos jovens, dos pais e das m˜aes em domic´ılios beneficiados. Nesta se¸c˜ao ser˜ao apresentados os principais resultados do trabalho desenvolvido.
6..1 Impacto sobre os jovens
Para que uma fam´ılia pobre possa ter acesso aos benef´ıcios do PBF ela deve cumprir certas condicionalidades ligadas `a educa¸c˜ao, sa´ude e assistˆencia social. Em especial, para receber o BVJ, os jovens de 16 ou 17 anos pertencentes a uma fam´ılia eleg´ıvel ao programa devem estar devidamente matriculados na escola e apresentar frequˆencia escolar m´ınima de 75%.
Neste contexto, busca-se analisar o impacto sobre os jovens beneficiados pelo pro- grama, no que diz respeito `a frequˆencia escolar, `as decis˜oes de oferta de trabalho e `a jornada de trabalho. Em um primeiro momento ser˜ao apresentados os impactos b´asicos sobre estas vari´aveis de interesse para, a seguir, apresentar os impactos heterogˆeneos, de acordo com as regi˜oes do pa´ıs e com caracter´ısticas dos jovens que comp˜oem nossos grupos de controle e tratamento.
6..1.1 Impactos b´asicos
O impacto do BVJ na frequˆencia escolar dos jovens foi estimado atrav´es de uma regress˜ao por M´ınimos Quadrados Ordin´arios (MQO) onde a vari´avel dependente ´e a “Frequˆencia escolar”, sendo igual a 1 para quem frequenta a escola e igual a 0 para que n˜ao frequenta. A seguir estimou-se um logit multinomial para obter os impactos do programa nas decis˜oes de oferta de trabalho dos jovens. Nesta especifica¸c˜ao a vari´avel
dependente ´e a “Participa¸c˜ao no mercado de trabalho”, e ´e composta por quatro categorias: “S´o Estuda”, “S´o Trabalha”, “Estuda e Trabalha”, e “Nem Estuda Nem Trabalha”, esta
´
ultima ser´a considerada a categoria base. O impacto sobre a jornada de trabalho tamb´em foi estimado atrav´es de um MQO, neste caso a vari´avel dependente ´e “Horas de trabalho semanais” que reporta o n´umero de horas trabalhadas na semana de referˆencia em todos os tipos de trabalho12
. Deste modo, o modelo de DD utilizado para estimar o efeito do BVJ sobre as vari´aveis de interesse apresenta a seguinte forma:
Yi = β0+ β1D Trati+ β2D 2009i+ β3D Trat∗iD 2009i+ β4Xi+ ei (6.13)
onde i denota o individuo, Yi ´e a vari´avel dependente de interesse (frequˆencia esco-
lar, participa¸c˜ao no mercado de trabalho e horas de trabalho semanais), D Trati ´e uma
dummy para o grupo de tratamento, D 2009i ´e a dummy para o segundo per´ıodo, Xi
s˜ao as vari´aveis de controle e ei engloba as vari´aveis n˜ao observadas que podem afetar
tanto a vari´avel dependente quanto o tratamento. Controles incluem n´umero de filhos no domic´ılio, escolaridade da m˜ae ou do pai (aquela que for maior), idade da m˜ae ou do pai (aquela que for maior), dummy para domic´ılios s´o com a m˜ae, dummy para domic´ılios s´o com pai, dummy para indiv´ıduos de cor branca, dummy para ´areas urbanas e dummies para os Estados. Os resultados est˜ao reportados nas Tabelas 16, 17 e 18.
A Tabela 16 traz o resultado da estima¸c˜ao da Equa¸c˜ao 6.13 para a obten¸c˜ao do efeito do BVJ na frequˆencia escolar, que se mostrou positivo e significante a 5% independente de as vari´aveis de controle estarem inclusas ou n˜ao. De acordo com as estima¸c˜oes reportadas na referida tabela, ´e poss´ıvel afirmar que a amplia¸c˜ao do PBF para jovens de 16 anos aumentou a probabilidade de frequentar a escola destes jovens em aproximadamente 4%, em rela¸c˜ao aos jovens que de 15 anos. Este resultado merece destaque devido ao fato de que uma das principais finalidades do PBF, al´em do al´ıvio imediato da pobreza, ´e reduzir a transmiss˜ao de pobreza no m´edio e longo prazo ao ampliar a frequˆencia escolar entre os mais pobres. Desta forma, os resultados sugerem que a amplia¸c˜ao do PBF para jovens de 16 anos tem contribu´ıdo neste sentido.
Em rela¸c˜ao `as decis˜oes de oferta de trabalho dos jovens, a Tabela 17 mostra que o BVJ exerceu efeitos significativos somente quando o jovem se defronta com a escolha entre “Estuda e Trabalha” e “Nem Estuda Nem Trabalha”, que ´e a categoria base de compara¸c˜ao com as demais. Verificou-se que os efeitos foram positivos e significativos a 5%. Contudo, para que os resultados da estima¸c˜ao sejam corretamente analisados, ´e necess´ario o c´alculo dos efeitos marginais. Os resultados dos efeitos marginais mostram que a probabilidade de o jovem escolher “Estuda e Trabalha” ´e de 26,2% na estima¸c˜ao sem vari´aveis de controle e aumenta em 3,4% devido ao novo benef´ıcio, e quando os controles
12
Tabela 16: Impactos sobre a frequˆencia escolar dos jovens
Vari´aveis Sem controles Com controles
D Trat -0,070 -0,066 (0,014)*** (0,014)*** D 2009 0,035 0,028 (0,011)*** (0,011)** D Trat*D 2009 0,044 0,040 (0,018)** (0,018)** Constante 0,880 0,921 (0,008)*** (0,040)*** Observa¸c˜oes 5451 5441 R2 0,013 0,049 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% e significˆancia; *10% de significˆancia
est˜ao inclusos a probabilidade desta escolha ´e de 25,0% e aumenta em 4,5% com o BVJ. Os resultados para as demais categorias, “S´o Estuda” e “S´o Trabalha” foram positivos mas n˜ao significativos.
Tabela 17: Impactos sobre a decis˜ao de estudo e trabalho dos jovens
Vari´aveis
Sem controles Com controles
S´o Estuda S´o Trabalha Estuda e S´o Estuda S´o Trabalha Estuda e
Trabalha Trabalha D Trat -0,551 0,169 -0,255 -0,543 0,151 -0,254 (0,160)*** (0,203) (0,168) (0,163)*** (0,207) (0,173) D 2009 0,263 -0,466 -0,093 0,228 -0,416 -0,055 (0,165) (0,233)** (0,176) (0,168) (0,238)* (0,18) D Trat*D 2009 0,358 0,301 0,498 0,329 0,366 0,542 (0,237) (0,318) (0,250)** (0,239) (0,323) (0,254)** Constante 2,392 0,124 1,552 2,401 -0,013 1,882 (0,115)*** (0,151) (0,121)*** (0,567)*** (0,727) (0,605)*** Observa¸c˜oes 5451 5451 5451 5441 5441 5441 Pseudo-R2 0,012 0,012 0,012 0,0898 0,0898 0,0898 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
A Tabela 18 reporta os resultados encontrados para os efeitos da amplia¸c˜ao do PBF nas horas de trabalho ofertadas pelos jovens. Os resultados indicam que n˜ao houve altera¸c˜oes significativas na jornada de trabalho dos jovens. Apesar destes resultados n˜ao terem sido significativos eles apresentam sinal positivo, diferentemente do que era esperado, indicando que a jornada semanal de trabalho dos jovens tratados aumentou. Este resultado sugere a existˆencia de um efeito-substitui¸c˜ao que afeta as decis˜oes de aloca¸c˜ao de tempo do jovem. ´E poss´ıvel que estes jovens estejam abrindo m˜ao do tempo destinado ao lazer para aumentar suas horas trabalhadas concomitantemente ao aumento da frequˆencia escolar.
Tabela 18: Impactos sobre a jornada de trabalho dos jovens
Vari´aveis Sem controles Com controles
D Trat 1,769 1,333 (1,009)* (1,020) D 2009 -1,08 -0,937 (1,009) (0,994) D Trat*D 2009 1,222 1,677 (1,447) (1,447) Constante 24,284 23,351 (0,706)*** (3,766)*** Observa¸c˜oes 1405 1403 R2 0,008 0,0625 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% e significˆancia; *10% de significˆancia
6..1.2 Impactos por regi˜oes
A seguir, realizou-se o mesmo procedimento para verificar os efeitos do programa desagregando a amostra para as regi˜oes do Brasil. Realizar este procedimento parece razo´avel dada a heterogeneidade das regi˜oes do pa´ıs.
De acordo com os dados dispon´ıveis no MDS, a distribui¸c˜ao espacial dos recursos do PBF ´e bastante desigual entre as regi˜oes do pa´ıs, na Figura 3 constata-se que o principal destino dos recursos do programa ´e a regi˜ao Nordeste (53,2%), seguida da regi˜ao Sudeste (23,4%)13
. Longe de representar uma falha na distribui¸c˜ao dos recursos, esse fato ´e resul- tado do principal objetivo do programa, que ´e o de reduzir os n´ıveis de pobreza no pa´ıs, j´a que, segundo o MDS, estas duas regi˜oes concentravam quase trˆes quartos das fam´ılias pobres do Brasil em 2006.
Uma breve an´alise da amostra utilizada tamb´em corrobora estes fatos. Aos conside- rar as fam´ılias pertencentes as dois primeiros d´ecimos da renda domiciliar per capita, e compostas por jovens de 15 ou 16 anos, verificou-se que mais da metade dos indiv´ıduos s˜ao residentes na regi˜ao Nordeste (52,9%). Deste modo, n˜ao surpreende o fato de que a maior parte dos resultados significativos foram encontrados para esta regi˜ao.
O impacto da amplia¸c˜ao do PBF na frequˆencia escolar dos jovens por regi˜oes pode ser visto na Tabela 19. De acordo com os resultados obtidos, a concess˜ao do novo benef´ıcio s´o teve impactos significativos no Nordeste e no Sudeste. No primeiro a probabilidade de o jovem frequentar a escola aumentou em 6,5%, enquanto que no segundo o impacto foi maior, cerca de 7,6%, significativos a 1% e 10%, respectivamente.
13
A distribui¸c˜ao espacial das fam´ılias beneficiadas ´e bastante semelhante a distribui¸c˜ao dos Recursos: Nordeste (59,4%), Sudeste (25,6%), Norte (9,7%), Sul (9,1%) e Centro Oeste (5,2%)
Figura 3: Regi˜oes: M´edia do total de recursos recebidos pelo PBF entre 2004 e 2011
Fonte: MDS, SAGI – Matriz de Informa¸c˜oes Sociais. (Elabora¸c˜ao Pr´opria)
Tabela 19: Impactos sobre a frequˆencia escolar dos jovens, por regi˜oes
Vari´aveis Centro-Oeste Nordeste Norte Sudeste Sul
D Trat -0,048 -0,062 -0,041 -0,114 -0,061 (0,056) (0,019)*** (0,038) (0,035)*** (0,000) D 2009 -0,003 0,027 0,058 0,019 0,012 (0,043) (0,015)* (0,028)** (0,025) (0,000) D Trat*D 2009 0,013 0,065 -0,009 0,076 -0,032 (0,074) (0,023)*** (0,046) (0,044)* (0,000) Constante 0,859 0,958 0,777 0,981 0,904 (0,142)*** (0,042)*** (0,084)*** (0,090)*** (0,000)***
Controles Sim Sim Sim Sim Sim
Observa¸c˜oes 342 2884 906 913 396
R2
0,063 0,036 0,069 0,065 0,057
Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
A Tabela 20 apresenta um resumo dos demais resultados obtidos, ao reportar o co- eficiente do termo de intera¸c˜ao, β3 da Equa¸c˜ao 6.13, ou seja, do modelo DD no qual as
vari´aveis de controles est˜ao inclu´ıdas14
.
Os resultados encontrados indicam que a amplia¸c˜ao do PBF no nordeste teve impactos significativos em rela¸c˜ao as decis˜oes de oferta de trabalho dos jovens, como pode ser visto na Tabela 20. O c´alculo dos efeitos marginais mostra que a probabilidade de o jovem beneficiado escolher “S´o Estuda” ´e de 61,9% e aumenta em cerca de 2,2% devido ao novo benef´ıcio. Para a categoria “S´o Trabalha” a probabilidade de escolha ´e de 4,5% e se reduz em aproximadamente 0,1% quando o domic´ılio passa a receber o BVJ. J´a a probabilidade de o jovem escolher “Estuda e Trabalha”, que era de 28,5%, aumenta em 1,6% quando o benef´ıcio passa a ser recebido. As demais regi˜oes n˜ao apresentaram resultados significativos para nenhuma das categorias.
Em rela¸c˜ao a jornada de trabalho dos jovens os resultados oscilaram entre uma redu¸c˜ao de aproximadamente 1,2 horas no Sudeste e um acr´escimo de 4,4 horas no Norte, contudo, nenhum destes resultados foi significativo.
Tabela 20: Impactos sobre a decis˜ao de trabalhar e a jornada de trabalho dos jovens por regi˜oes (β3)
Vari´avel dependente Centro-Oeste Nordeste Norte Sudeste Sul
S´o Estuda -0,319 0,910 -0,182 0,050 -0,438 (1,091) (0,352)*** (0,613) (0,573) (0,697) S´o Trabalha -0,726 0,852 0,328 -0,271 0,251 (1,359) (0,483)* (0,756) (0,825) (1,011) Estuda e Trabalha -0,367 0,931 0,134 1,057 0,332 (1,152) (0,369)** (0,646) (0,644) (0,776) Horas de trabalho -0,695 0,801 4,416 -1,197 0,207 (6,596) (1,874) (3,356) (4,571) (5,309) Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
6..1.3 Impactos de acordo com caracter´ısticas dos jovens
Sabe-se que os efeitos da amplia¸c˜ao do PBF podem ser heterogˆeneos de acordo com caracter´ısticas dos jovens beneficiados. Nesta subse¸c˜ao buscou-se analisar estes efeitos separando a amostra dos jovens por gˆenero. Al´em disso, realizou-se a estima¸c˜ao conside- rando somente aqueles jovens que s˜ao os filhos mais novos nos domic´ılios em que residem, tanto para o grupo de tratamento quanto para o grupo de controle. Os resultados encon- trados est˜ao reportados nas Tabelas 21, 22, 23 e 24.
De acordo com os resultados reportados na Tabela 21 jovens do sexo masculino e jovens que s˜ao os filhos mais novos no domic´ılio tiveram a frequˆencia escolar afetada si-
14
Tabela 21: Impactos sobre a frequˆencia escolar dos jovens, por caracter´ısticas
Vari´aveis Meninos Meninas Mais novos Meninos e
mais novos D Trat -0,081 -0,046 -0,126 -0,179 (0,021)*** (0,019)** (0,032)*** (0,045)*** D 2009 0,03 0,023 -0,016 -0,046 (0,017)* (0,015) (0,025) (0,039) D Trat*D 2009 0,054 0,027 0,113 0,162 (0,026)** (0,024) (0,041)*** (0,059)*** Constante 0,933 0,894 0,852 0,815 (0,061)*** (0,051)*** (0,100)*** (0,151)*** Observa¸c˜oes 2922 2519 1182 639 R2 0,062 0,041 0,070 0,101 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
gnificativamente pela cria¸c˜ao do BVJ. A probabilidade de frequentar a escola aumentou em 5,4% para jovens do sexo masculino em decorrˆencia do benef´ıcio, ao passo que para jovens do sexo feminino n˜ao foram encontrados resultados significativos. Jovens que s˜ao os filhos mais novos no domic´ılio em que residem apresentaram um aumento de 11,3% na probabilidade de frequentar a escola. Quando estas duas caracter´ısticas foram com- binadas, somente jovens do sexo masculino e que s˜ao os mais novos, a probabilidade de frequentar a escola aumentou em 16,2%, ao n´ıvel de significˆancia de 1%.
Tabela 22: Impactos sobre a decis˜ao de estudo e trabalho dos jovens, por gˆenero
Vari´aveis
Meninos Meninas
S´o Estuda S´o Trabalha Estuda e S´o Estuda S´o Trabalha Estuda e
Trabalha Trabalha D Trat 0,314 -0,572 -0,176 -0,077 -0,503 -0,336 (0,274) (0,233)** (0,240) (0,347) (0,230)** (0,253) D 2009 -0,397 0,175 0,001 -0,454 0,291 -0,173 (0,310) (0,234) (0,247) (0,408) (0,245) (0,273) D Trat*D 2009 0,228 0,431 0,447 0,458 0,224 0,651 (0,418) (0,332) (0,345) (0,555) (0,348) (0,386)* Constante 0,605 2,474 2,573 -0,556 2,069 1,065 (0,958) (0,798)*** (0,842)*** (1,265) (0,812)** (0,903) Observa¸c˜oes 2922 2922 2922 2519 2519 2519 R2 0,129 0,129 0,129 0,070 0,070 0,070 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
Ao analisar as decis˜oes de oferta de trabalho, verificou-se que o BVJ somente teve efeito significativo na decis˜ao de “Estuda e Trabalha” dos jovens do sexo feminino e dos jovens mais novos, como pode ser visto nas Tabelas 22 e 23. O c´alculo do efeito marginal indica que a probabilidade de uma jovem do sexo feminino escolher “Estuda e Trabalha” ´e de 17,2% e aumenta em aproximadamente 6,7% em decorrˆencia do benef´ıcio; enquanto para jovens mais novos essa probabilidade era de 19,7% e aumenta em 4,5% gra¸cas ao BVJ.
A amostra com jovens do sexo masculino n˜ao apresentou nenhum resultado significativo para as decis˜oes de oferta de trabalho.
Tabela 23: Impactos sobre a decis˜ao de estudo e trabalho dos jovens mais novos
Vari´aveis
Mais novos Meninos e mais novos
S´o Estuda S´o Trabalha Estuda e S´o Estuda S´o Trabalha Estuda e
Trabalha Trabalha D Trat 0,617 -0,81 -0,607 0,438 -1,17 -0,906 (0,510) (0,359)** (0,391) (0,702) (0,565)** (0,597) D 2009 -0,043 -0,013 -0,467 0,188 -0,179 -0,528 (0,578) (0,366) (0,402) (0,794) (0,599) (0,632) D Trat*D 2009 -0,232 0,703 0,952 -0,637 0,837 1,008 (0,716) (0,492) (0,542)* (0,971) (0,757) (0,813) Constante 0,621 1,906 1,911 1,293 1,671 2,374 (1,602) (1,186) (1,434) (1,965) (1,490) (1,875) Observa¸c˜oes 1182 1182 1182 639 639 639 R2 0,141 0,141 0,141 0,214 0,214 0,214 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
Em rela¸c˜ao `a jornada de trabalho, foram encontrados resultados significativos somente para a amostra com os jovens que s˜ao os filhos mais novos no domic´ılio. Entre estes jovens houve uma redu¸c˜ao de quase 6 horas de trabalho por semana.
Tabela 24: Impactos sobre a jornada de trabalho dos jovens, por caracter´ısticas
Vari´aveis Meninos Meninas Mais novos Meninos e
mais novos D Trat 1,662 0,833 6,226 6,306 (1,176) (2,110) (2,122)*** (2,737)** D 2009 -0,238 -2,708 3,879 3,798 (1,170) (1,866) (2,361) (2,854) D Trat*D 2009 0,781 3,148 -5,935 -5,653 (1,663) (2,901) (3,201)* (4,049) Constante 25,546 20,143 19,984 15,572 (4,444)*** (7,109)*** (6,883)*** (9,426)* Observa¸c˜oes 1003 400 267 205 R2 0,065 0,165 0,259 0,267 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
6..2 Impacto sobre as m˜aes e os pais
Al´em de analisar os impactos diretos que a concess˜ao do BVJ pode ter sobre os jovens de 16 e 17 anos, ´e de crucial importˆancia examinar cuidadosamente como as transferˆencias deste programa podem impactar na aloca¸c˜ao de tempo da fam´ılia, em particular, no tempo destinado ao mercado de trabalho. Com o intuito de verificar se de fato ocorre um desincentivo ao trabalho por parte dos demais membros do domic´ılio beneficiado, o
chamado ‘efeito-pregui¸ca’, ser´a avaliado o impacto do BVJ sobre a oferta de trabalho de pais e m˜aes, tanto em termos de participa¸c˜ao no mercado de trabalho, quanto de jornada de trabalho.
Os resultados de interesse correspondem `as seguintes vari´aveis: “trabalho” que assume valor igual a 1 quando o indiv´ıduo est´a empregado e igual a 0 caso contr´ario; e “horas de trabalho semanais” que reporta o n´umero de horas trabalhadas em todos os tipos de trabalho. O modelo DD apresenta forma idˆentica `a equa¸c˜ao 6.13 descrita para os jovens. Para as estima¸c˜oes que seguem, as mesmas vari´aveis de controle foram adicionadas, com a diferen¸ca de que a dummy para domic´ılios s´o com pai foi omitida nas regress˜oes das m˜aes, e a dummy para domic´ılios s´o com m˜aes foi omitida para as regress˜oes dos pais.
6..2.1 Impactos b´asicos
Primeiramente buscou-se analisar o impacto da amplia¸c˜ao do PBF sobre a oferta de trabalho das m˜aes. Verificou-se que na estima¸c˜ao em que os controles est˜ao inclusos ocorreu uma mudan¸ca de comportamento das m˜aes quanto a participa¸c˜ao na for¸ca de trabalho, os resultados indicam que em decorrˆencia do benef´ıcio houve um aumento de 4,5% na probabilidade de as m˜aes estarem empregadas. Em rela¸c˜ao a jornada de trabalho os resultados foram positivos, apesar de n˜ao terem sido significativos.
´
E possivel que este aumento da oferta de trabalho das m˜aes tenha ocorrido para compensar a redu¸c˜ao da renda domiciliar, devido `a redu¸c˜ao da oferta de trabalho dos jovens. Contudo, os resultados anteriores n˜ao indicaram redu¸c˜ao da oferta de trabalho dos jovens. Assim, outra explica¸c˜ao plaus´ıvel para este fenˆomeno ´e que agora que os jovens est˜ao passando mais tempo na escola, haja mais tempo livre para estas m˜aes e elas puderam, com isso, aumentar sua oferta de trabalho.
Tabela 25: Impactos sobre as m˜aes
Vari´aveis Sem controles Com controles
Trabalha Horas de trabalho Trabalha Horas de trabalho
D Trat -0,019 -0,063 -0,016 -0,186 (0,019) (0,905) (0,018) (0,869) D 2009 -0,034 0,68 -0,035 -0,480 (0,018)* (0,834) (0,017)** (0,810) D Trat*D 2009 0,040 0,862 0,045 1,302 (0,027) (1,234) (0,026)* (1,186) Constante 0,647 27,559 0,800 29,756 (0,013)*** (0,608)*** (0,059)*** (2,754)*** Observa¸c˜oes 5280 2788 5270 2783 R2 0,001 0,001 0,090 0,110 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia
Quando o mesmo exerc´ıcio foi desenvolvido para os pais nos domic´ılios beneficiados pelo programa, nenhum resultado significativo foi encontrado, nem em rela¸c˜ao a partici- pa¸c˜ao na for¸ca de trabalho, nem em rela¸c˜ao `a jornada de trabalho.
Tabela 26: Impactos sobre os pais
Vari´aveis Sem controles Com controles
Trabalha Horas de trabalho Trabalha Horas de trabalho
D Trat -0,018 -0,456 -0,011 -0,306 (0,012) (0,607) (0,012) (0,610) D 2009 -0,007 -1,342 -0,006 -1,413 (0,011) (0,570)** (0,011) (0,572)** D Trat*D 2009 0,001 0,138 0,006 0,125 (0,017) (0,855) (0,017) (0,859) Constante 0,930 44,223 1,168 50,144 (0,007)*** (0,403)*** (0,044)*** (1,876)*** Observa¸c˜oes 4142 3480 4140 3478 R2 0,001 0,003 0,075 0,019 Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia
Apesar de a maior parte dos resultados terem sido n˜ao significativos, tanto nas re- gress˜oes com controles quanto nas sem controles, o fato de todos os coeficientes encontra- dos terem sido positivos sugere que o chamado ‘efeito-pregui¸ca’ n˜ao ´e predominante nos domic´ılios beneficiados. Isto porque, a participa¸c˜ao no mercado de trabalho e as horas trabalhadas aumentam, principalmente para as m˜aes analisadas. Este fato tamb´em pode ser interpretado como sendo um ind´ıcio de que o ‘efeito-substitui¸c˜ao’ ´e predominante nas decis˜oes de oferta de trabalho dos demais membros do domic´ılio.
6..2.2 Impactos por regi˜oes
Ao desagregar a amostra por regi˜oes do Brasil n˜ao foram encontrados efeitos significa- tivos do programa para nenhuma vari´avel de interesse, tanto para pais quanto para m˜aes. O sinal dos resultados oscila de acordo com as regi˜oes, verificou-se que a regi˜ao sul ´e a que apresenta resultados mais diferentes daqueles encontrados para a amostra nacional, pois indica uma redu¸c˜ao na jornada de trabalho das m˜aes, e principalmente dos pais, juntamente com uma redu¸c˜ao da participa¸c˜ao na for¸ca de trabalho dos pais. Contudo, para as duas regi˜oes que contemplam a maior parte dos benefici´arios do PBF, a regi˜ao nordeste e a regi˜ao sudeste, os resultados, apesar de terem sido n˜ao significativos, foram semelhantes aos resultados nacionais em termos de sinal do coeficiente.
Tabela 27: Impactos sobre as m˜aes e os pais, por regi˜oes (β3)
Vari´avel dependente Centro-Oeste Nordeste Norte Sudeste Sul
M˜aes Trabalha 0,010 0,046 0,074 0,084 0,062 (0,103) (0,035) (0,065) (0,065) (0,094) Horas de trabalho -4,700 1,090 0,805 4,109 -0,700 (4,549) (1,570) (2,863) (3,284) (4,970) Pais Trabalha -0,094 0,026 -0,003 0,016 -0,070 (0,075) (0,022) (0,036) (0,046) (0,062) Horas de trabalho 1,745 0,322 0,020 0,696 -3,209 (3,395) (1,185) (1,983) (1,982) (3,486) Fonte: PNAD 2006 e 2009.
Notas: Erro-padr˜ao robusto entre parˆenteses.***1% de significˆancia; **5% de significˆancia; *10% de significˆancia.
6..3 Exerc´ıcios de Robustez
6..3.1 Placebo - 2003/2006
Com o intuito de testar a qualidade dos resultados encontrados, estimou-se os mesmos modelos utilizando amostras de outro per´ıodo de tempo. Novamente o grupo de trata- mento ser´a formado por domic´ılios pertencentes aos 20% mais pobres, segundo a renda domiciliar per capita e cuja composi¸c˜ao inclui jovens de 16 anos. Para o grupo de controle utilizamos domic´ılios compostos por jovens de 15 anos e que tamb´em estivessem entre os 20% mais pobres segundo a renda domiciliar per capita.
Contudo, para este exerc´ıcio utiliza-se os anos de 2003 e 2006, que antecedem a cria¸c˜ao do BVJ. Trata-se de um teste placebo, em que define-se 2006 como o ano p´os-tratamento.