The motherhood penalty: participation in the labor market and job quality of women with children
La penalización por la maternidad: participación y calidad de inserción de mujeres con hijos en el mercado laboral
Janaína Guiginski*
Simone Wajnman**
http://orcid.org/0000-0003-1140-1734
*Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (Cedeplar), Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG), Belo Horizonte-MG, Brasil (janainaguiginski@gmail.com; https://orcid.org/0000-0003-0590-4538).
**Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (Cedeplar), Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG), Belo Horizonte-MG, Brasil (wajnman@cedeplar.ufmg.br; https://orcid.org/0000-0003-1140-1734).
O objetivo deste artigo é analisar o impacto da presença e do número de filhos sobre a participação e a qualidade da inserção no mercado de trabalho das mulheres brasileiras. Os dados da Pesquisa de Emprego e Desemprego para seis regiões metropolitanas foram empregados em modelos de regressão logística para avaliar se as mulheres com e sem filhos diferem em termos de probabilidades de participação no mercado de trabalho, precariedade da ocupação, jornada de trabalho parcial e trabalho autônomo. Os resultados para os homens são também analisados, como contraponto. A presença de filhos, em especial em idade pré- -escolar, afeta significativamente a condição de inserção das mulheres no mercado de trabalho, diminuindo a probabilidade de participação e elevando as chances de trabalho precário, de jornada parcial e de trabalho autônomo. Para os homens, os resultados são menos consistentes e, muitas vezes, a presença de filhos não se mostra estatisticamente significativa. Chega-se à conclusão de que é necessário redefinir os papéis de gênero, de modo a acomodar os distintos papéis sociais desempenhados pelas mulheres, para que sejam atenuadas as penalidades a que estão submetidas quando buscam conciliar trabalho e família.
Palavras-chave Mercado de trabalho; Relações de gênero; Filhos
The aim of this paper is to analyze the impact of the presence and number of children on Brazilian women's participation in the labor market and job quality. Data from Pesquisa de Emprego e Desemprego for six metropolitan regions were used in logistic regression models to assess whether women with and without children differ in terms of probabilities of labor market participation, precariousness of occupation, part-time work and self-employment. Results for men are also analyzed as a counterpoint. The presence of children, especially children of preschool age, significantly affects women's labor market access, reducing the likelihood of participation and increasing the odds of precarious work, part-time work and self-employment. For men, the results are less consistent and often the presence of children is not statistically significant. The conclusion is that gender roles need to be redefined to accommodate the different social roles played by women so that the penalties they face when seeking to reconcile work and family are alleviated.
Key words Labor market; Gender relations; Children
Palabras clave Mercado laboral; Relaciones de género.; Niños
O mercado de trabalho brasileiro tem apresentado evoluções positivas nas últimas décadas, com crescente participação feminina na força de trabalho e redução, mas não eliminação, das desigualdades de rendimentos por sexo. Entretanto, ainda observam-se elevadas taxas de informalidade, baixos níveis de rendimento e produtividade do trabalho e persistente desigualdade entre homens e mulheres. As mulheres brasileiras avançaram significativamente em algumas áreas, especialmente no acesso à educação e à proteção social, mas desigualdades importantes continuam presentes, não apenas em termos de menores participação e nível salarial, em comparação aos homens, mas também na qualidade do acesso ao mercado de trabalho (CEPAL/PNUD/OIT, 2008; OIT, 2012; ALVES, 2016).
Os diferenciais entre homens e mulheres no mercado de trabalho estão relacionados à esfera privada e refletem tensões entre as atividades produtivas e reprodutivas. O contexto familiar e os papéis desempenhados dentro das famílias são fatores fundamentais para a explicação das diferenças entre homens e mulheres no acesso ao mercado de trabalho e na qualidade deste acesso (GOLDSCHEIDER; BERNHARDT; LAPPEGARD, 2015; WAJNMAN, 2016). A expressiva incorporação das mulheres brasileiras ao mercado de trabalho não vem sendo acompanhada de avanços significativos no processo de redefinição das relações de gênero no âmbito das responsabilidades domésticas. Mesmo assumindo parte das responsabilidades econômicas de suas famílias, o trabalho reprodutivo continua sendo exercido primordialmente por elas. As permanências culturais e sociais da divisão sexual tradicional do trabalho produtivo e reprodutivo, por um lado, e as dificuldades de conciliação entre trabalho e família, por outro, são dois dos fatores mais importantes para a revolução incompleta nas relações de gênero e a estagnação das mudanças no Brasil (OIT, 2009; ALVES, 2016; WAJNMAN, 2016).
Waldfogel (1998) e diversos autores argumentam que as persistentes desigualdades entre homens e mulheres no mercado de trabalho remetem a uma penalidade pela maternidade ou pela família. A penalidade salarial pela maternidade é um termo que se refere aos diferenciais observados entre os níveis salariais de mulheres que compartilham características pessoais e de inserção no mercado de trabalho semelhantes, que se diferem apenas pela presença ou ausência de filho. Quando são comparadas mulheres com e sem filhos, aquelas que contam com a presença de filhos, geralmente, auferem salários inferiores aos das mulheres sem filhos (WALDFOGEL, 1998; KORENMAN; LIAO; O'NEILL, 2005; CORREL; BENARD; PAIK, 2007; GLAUBER, 2007; ENGLAND et al., 2012; KUHHIRT; LUDWIG, 2012; GOUGH; NOONAN, 2013). Na literatura, a ideia de penalidade da maternidade, geralmente, aplica-se à dimensão salarial, que é a face mais visível da iniquidade e também o resultado de todo o processo de inserção ocupacional. Neste artigo, o conceito de penalidade da maternidade é expandido para outros aspectos que não o salário.
Assim, a presente pesquisa tem por objetivo investigar a penalidade pela maternidade, mas com uma mudança de foco importante: em vez de analisar o impacto dos filhos sobre os salários femininos, pretende-se avaliar se as mulheres com e sem filhos diferem em termos de participação no mercado de trabalho, precariedade da ocupação e "preferência" por empregos flexíveis, definidos como jornada de trabalho parcial e trabalho autônomo. Ressalta-se que a jornada parcial e o trabalho autônomo podem estar relacionados tanto a restrições enfrentadas pelos indivíduos quanto a escolhas baseadas em suas preferências. Como contraponto, são também analisadas as condições de inserção no mercado de trabalho dos homens em relação às suas circunstâncias familiares e comparadas com os resultados encontrados para as mulheres.
Duas questões fundamentais nortearam a pesquisa: se a presença de filhos influencia a qualidade do acesso ao mercado de trabalho das mulheres de modo significativo; e se esta influência se dá de maneira diferenciada entre mulheres e homens. A hipótese central da investigação é de que a inserção das mulheres no mercado de trabalho é diferenciada com relação à composição familiar, sendo significativamente afetada pela presença de filhos.
A justificativa desta hipótese reside, basicamente, na permanência de aspectos da divisão sexual tradicional do trabalho, especialmente no que diz respeito aos cuidados. Isso porque as crianças necessitam dos cuidados de um adulto, geralmente fornecidos pela mãe. Mesmo que esta necessidade seja parcial, o adulto responsável pelos cuidados pode ser impedido ou ter menor incentivo para participar do mercado de trabalho, ou ainda ser motivado a dedicar menos horas ao trabalho remunerado ou a ingressar em atividades informais e sub-remuneradas (ENGLAND; FOLBRE, 1999; HIRATA; KERGOAT, 2007; ENGLAND, 2010; FOLBRE, 2012).
Este artigo está dividido em seis partes, incluindo esta introdução. A seguir, são expostas algumas considerações sobre o conceito de divisão sexual do trabalho e apresentam-se informações sobre a base de dados e o método utilizado nas análises empíricas. Posteriormente, os resultados encontrados em cada análise são reproduzidos e discutidos. Por fim, são apresentadas as considerações finais a título de conclusão.
Quando se discutem desigualdades de gênero no mercado de trabalho é de fundamental importância traçar algumas considerações a respeito da divisão sexual do trabalho, conceito que inclui tanto o trabalho remunerado, também denominado trabalho produtivo, quanto atividades não remuneradas que se realizam dentro do ambiente doméstico, o trabalho reprodutivo. De modo geral, a divisão sexual do trabalho tradicional reconhece que as atividades produtivas e as funções com maior valor social fazem parte de um espaço prioritariamente masculino, enquanto as atividades reprodutivas, ligadas à esfera doméstica e familiar, são predominantemente femininas (HIRATA; KERGOAT, 2007; OKIN, 2008; ENGLAND, 2010; HIRATA, 2010; GUIMARÃES, 2016).
Com a maciça incorporação feminina ao mercado de trabalho, o modelo tradicional de divisão sexual do trabalho, por representar diversas desvantagens para as mulheres, tem sido vigorosamente questionado. Goldin (2006) e Bruschini (2007) apontam para uma nova identidade feminina, voltada cada vez mais para o trabalho remunerado, devido a mudanças nos padrões culturais e valores sobre o papel social da mulher. Entretanto, a desvalorização cultural e institucional das atividades tradicionalmente associadas à mulher – como os serviços de cuidado e os serviços domésticos – traz poucos incentivos para que os homens se dediquem a estas atividades (ENGLAND, 2010; FOLBRE, 2012). Já as mulheres têm fortes incentivos econômicos para adentrar os espaços tradicionalmente dominados pelos homens – como o trabalho remunerado e as ocupações tipicamente masculinas (ENGLAND, 2010).
Observa-se uma sobrecarga de responsabilidades para as mulheres, que se traduz na persistência das desigualdades de gênero tanto no mercado de trabalho quanto na esfera privada, afetando as possibilidades de acesso a um trabalho decente, a vida familiar e o bem-estar das mulheres (OIT, 2009; OFFER; SCHNEIDER, 2011; MEIER et al., 2014). Assim, ao mesmo tempo que se observam transformações importantes quanto ao modelo tradicional de divisão do trabalho por sexo, substituído gradualmente por um novo modelo em que homens e mulheres se inserem no mercado de trabalho e são responsáveis pelo provimento financeiro da família, permanecem as responsabilidades das mulheres quanto aos serviços domésticos e cuidados com os filhos (SORJ; FONTES; MACHADO, 2007).
Para as mulheres casadas, a média de horas semanais de trabalho doméstico diminui a cada hora adicional de trabalho remunerado. Entretanto, não se observa a contrapartida esperada de seus respectivos cônjuges, cujo volume de horas de trabalho doméstico parece ser independente do trabalho remunerado de suas esposas (WAJNMAN, 2012). Mesmo em situações em que as mulheres aparecem como provedoras financeiras principais de um casal, o tempo dedicado por elas às tarefas domésticas é significativamente superior ao de seus cônjuges, indicando que permanecem padrões tradicionais da divisão sexual do trabalho no âmbito doméstico e familiar, apesar dos novos papéis assumidos pelas mulheres brasileiras na esfera produtiva (MARRI; WAJNMAN, 2007). O resultado é uma grande sobrecarga de trabalho e dificuldade na conciliação das responsabilidades familiares e profissionais para as mulheres brasileiras.
A fonte de dados utilizada neste estudo é a Pesquisa de Emprego e Desemprego (PED) de 2013, aplicada em seis regiões metropolitanas brasileiras: Belo Horizonte, Fortaleza, Porto Alegre, Recife, Salvador e São Paulo. A PED é uma pesquisa amostral domiciliar realizada ou acompanhada pela Fundação Seade e Dieese, em convênio com outras instituições.
Para a junção e compatibilização das seis bases regionais, foram utilizadas informações da PED Metropolitana de 2013, que possui variáveis imprescindíveis para o processamento dos dados agregados, como é o caso dos fatores de expansão metropolitanos. Estes fatores de expansão permitem que as informações sejam estimadas corretamente, refletindo a distribuição da população adulta nas seis regiões pesquisadas. Segundo a documentação da PED Metropolitana (DIEESE, 2013), os fatores de expansão metropolitanos possibilitam análises sem necessidade de ajustes adicionais. Assim, neste artigo, todas as estimativas utilizam os fatores de expansão como peso amostral.
Embora o Sistema PED possua dados mais recentes, a maior parte das pesquisas regionais sofreu interrupções a partir de 2013. Em 2018, foram coletados dados somente para as regiões metropolitanas de Salvador e São Paulo. Além disso, a PED Metropolitana foi descontinuada em meados de 2014, impedindo a análise conjunta dos dados das regiões metropolitanas remanescentes.1
Além de perguntas específicas sobre condição de atividade, a PED também traz informações sobre atributos pessoais de todos os residentes do domicílio, como idade, sexo, posição na família e escolaridade. Estes dados permitem relacionar atributos pessoais e familiares com a inserção no mercado de trabalho.
O recorte amostral inicial selecionou 126.592 mulheres e homens de 25 a 49 anos, na posição de responsável pela família ou cônjuge do responsável, residentes nas seis regiões metropolitanas investigadas. A escolha desta faixa etária levou em conta que, neste intervalo de idade, são observadas as mais altas taxas de inserção no mercado de trabalho, a maioria dos indivíduos já atingiu sua escolaridade máxima e evita-se captar efeitos da aposentadoria precoce. Esta amostra inicial, composta por todos os adultos selecionados, é utilizada apenas na análise sobre a participação no mercado de trabalho. Para as análises sobre a precariedade da ocupação e a jornada de trabalho, foi aplicado um filtro sobre a amostra inicial, de modo a considerar somente os indivíduos ocupados e com declaração dos rendimentos e das horas de trabalho, totalizando 75.123 homens e mulheres. Para investigar a probabilidade de trabalho autônomo, foram selecionados 57.805 indivíduos ocupados na posição de autônomo ou empregado do setor privado.
O modelo de regressão logístico binário foi escolhido para analisar, separadamente, a participação no mercado de trabalho e as probabilidades de estar em um trabalho precário, de trabalhar em jornada parcial e de ser um trabalhador autônomo para mulheres e homens. Os resultados são interpretados em termos de razão de chances.2
A variável de interesse é a presença e o número de filhos, estando dividida em seis categorias. A primeira compreende as famílias com um filho em idade pré-escolar; a segunda inclui as famílias com dois ou mais filhos em idade pré-escolar. São considerados filhos em idade pré-escolar, ou filhos pequenos, as crianças de 0 a 7 anos de idade que não frequentavam o ensino fundamental. Na terceira e quarta categorias, estão as famílias que não têm filhos em idade pré-escolar, mas que contam com a presença de um filho de 6 a 12 anos frequentando o ensino fundamental ou dois ou mais filhos nesta faixa etária, respectivamente. As crianças de 6 a 12 anos que frequentam o ensino fundamental são consideradas filhos em idade escolar. A quinta categoria inclui as famílias com filhos acima de 12 anos de idade (mas sem filhos em idade pré-escolar ou escolar). Por fim, a sexta categoria corresponde aos homens e às mulheres sem filhos corresidentes.
Seria interessante considerar o acesso à creche das crianças pequenas, entretanto, esta informação não consta na base de dados da PED. De qualquer forma, acredita-se que a própria idade das crianças em idade pré-escolar seja um forte indício de maior demanda por cuidados e atenção das mães, em relação às crianças mais velhas, mesmo que parte desta demanda esteja sendo dividida com serviços de creche e de cuidado infantil. A base de dados também não possui informações sobre a existência de filhos que moram em outro domicílio – filhos mais velhos que saíram de casa ou filhos de pais separados, por exemplo. Acredita-se que esta não seja uma limitação importante, pois o propósito do artigo é avaliar como a presença de filhos no domicílio afeta a inserção produtiva das mulheres e são os filhos corresidentes que, em geral, demandam maior atenção, tempo e energia de seus pais.
Além da variável de interesse – presença e número de filhos no domicílio –, todos os modelos de regressão incluem informações sobre outras circunstâncias familiares que, segundo a literatura, influenciam a participação feminina no mercado de trabalho: presença de cônjuge; presença de idoso com 65 anos ou mais na família; e número de outros adultos na família com idade entre 20 e 64 anos, exclusive o cônjuge, quando for o caso. Para o controle das características individuais, consideraram-se a idade e a idade ao quadrado, o nível de escolaridade em quatro categorias (sem escolaridade, ensino fundamental completo, ensino médio completo e ensino superior completo) e a raça/cor, com três categorias (branca, parda e preta). Além disso, todos os modelos incluem a região metropolitana como variável explicativa.
A primeira análise investiga a relação entre a participação no mercado de trabalho e a presença de filhos no domicílio, por meio de uma regressão logística binária para mulheres e homens, separadamente. A variável dependente é a participação no mercado de trabalho, que assume valor 1 para aqueles que participam do mercado de trabalho e 0, caso contrário. Participam do mercado todos aqueles que ofertam sua força de trabalho, na condição de ocupados ou desempregados. Para estes últimos, são considerados os três tipos de desemprego disponíveis nos dados da PED: desemprego aberto, desemprego oculto pelo trabalho precário e desemprego oculto pelo desalento. Ressalta-se que esta não é uma tentativa de mensurar o quanto a pessoa gostaria de ser economicamente ativa; estima-se apenas a probabilidade de ela ser ou não economicamente ativa. É possível que um indivíduo inativo tenha alta preferência por estar no mercado de trabalho, mas enfrente restrições para tal. Como a PED considera desempregados ocultos pelo desalento aqueles que não possuem e não procuraram por trabalho nos últimos 30 dias devido a desestímulos do mercado de trabalho ou circunstâncias impeditivas, parte das pessoas que estão encontrando dificuldades para encontrar trabalho está incluída na População Economicamente Ativa, o que minimiza parte do problema da preferência. Da mesma forma, nada se sabe sobre a preferência dos indivíduos ativos, sabe-se apenas que estão no mercado de trabalho, o que pode se dar por preferência de fato, ou necessidade de contribuir com a renda familiar, por exemplo.
A segunda análise utiliza o modelo logístico binário para avaliar as probabilidades de trabalho precário de homens e mulheres, em que a variável dependente assume valor 1 se o trabalho é precário e 0, caso contrário. O trabalho decente, conforme definição da Organização Internacional do Trabalho (OIT, 2012), supõe, entre outras características, rendimentos adequados, acesso a direitos trabalhistas e proteção social. Para analisar a precariedade da ocupação, optou-se por utilizar a metodologia proposta por Guimarães et al. (2010) – com algumas modificações – para distinguir os trabalhadores em ocupações precárias daqueles inseridos em postos de trabalho decente. Acredita-se que esta seja uma maneira robusta de distinguir o trabalho precário dos demais, pois a avaliação da precariedade considera tanto o nível de rendimentos quanto a existência de proteção social (carteira assinada ou contribuição à previdência).
Segundo a metodologia adotada, estão em trabalho precário os ocupados sub-remunerados, definidos como aqueles que recebiam, por hora de trabalho, menos do que o equivalente ao ideal de um salário mínimo para uma jornada de 40 horas semanais, ou seja, menos de R$ 4,24 por hora de trabalho.3 Também na situação de trabalho precário encontram-se os ocupados que, simultaneamente, tinham rendimento mensal inferior a dois salários mínimos, não contribuíam para a previdência social e não possuíam carteira de trabalho assinada. Dessa forma, ocupam postos de trabalho decente todos os trabalhadores com carteira assinada ou com contribuição à previdência ou com rendimento acima de dois salários mínimos, desde que não seja observada sub-remuneração.
A terceira análise tem por objetivo estimar a probabilidade de jornada parcial em relação às circunstâncias familiares, por meio do modelo logístico binário. A variável dependente assume valor 1 se o indivíduo trabalha em jornada parcial e 0, caso contrário. Foram identificados como trabalhadores em tempo parcial todos os ocupados que informaram trabalhar menos de 30 horas semanais e, em tempo integral, aqueles com jornada igual ou superior a 30 horas por semana. A escolha deste ponto de corte é arbitrária e seguiu a classificação usualmente adotada nas análises sobre jornada de trabalho parcial no Brasil (LEE et al., 2009; REIS; COSTA, 2016).
A investigação da jornada parcial baseia-se na ideia de que mulheres com filhos têm maior probabilidade de trabalhar em tempo parcial, como parte de uma estratégia de conciliação entre a inserção produtiva e as demandas familiares. Apesar de frequentemente associado a menores rendimentos e maiores níveis de informalidade, o trabalho em tempo parcial permite maior flexibilidade e não constitui, necessariamente, uma desvantagem, pois facilita o ingresso no mercado de trabalho de pessoas que enfrentam restrições de tempo, como é o caso das mulheres com maiores responsabilidades domésticas e familiares (LEE et al.,2009; REIS; COSTA, 2016). Algumas ocupações possuem maior flexibilidade para a determinação das horas de trabalho do que outras. Os empregados com carteira assinada, por exemplo, podem ter horários menos flexíveis do que os profissionais liberais e os autônomos. Por isso, na análise de jornada parcial, foram adicionadas, como controle, variáveis sobre a formalidade da ocupação, indicando se o trabalhador possui carteira assinada ou contribui para a previdência, a posição na ocupação (assalariado do setor privado, assalariado do setor público, autônomo, profissional liberal, empregador, empregado doméstico e outros) e o setor de atividade (indústria, construção, comércio, serviços e outros).
Quanto à estimativa da probabilidade de trabalhar como autônomo, o objetivo é avaliar se a presença de filhos influencia na "decisão" de um indivíduo trabalhar por conta própria em relação a trabalhar na posição de empregado assalariado do setor privado. A principal diferença entre os empregados do setor privado e os autônomos é que estes últimos têm autonomia para organizar seu próprio trabalho, podendo definir, de acordo com suas preferências e necessidades, o número de horas e a forma de trabalhar. Tal autonomia não pode ser desfrutada pelos empregados assalariados, principalmente do setor privado, que cumprem, em geral, rígidas jornadas de trabalho e executam suas atividades laborais segundo determinações do empregador. Para esta análise, selecionou-se uma subamostra, composta apenas pelos adultos ocupados na posição de assalariados do setor privado ou na posição de trabalhadores autônomos. A variável dependente assume valor 1 se o indivíduo é autônomo e valor 0 se é assalariado do setor privado. O modelo de regressão logístico binário foi utilizado para estimar a probabilidade de ser um trabalhador autônomo versus ser um trabalhador assalariado.
Estar na posição de autônomo ou empregado assalariado pode não ser, necessariamente, produto de uma escolha ou decisão individual, hipótese defendida por Maloney (1999) e Rivero (2009), mas sim determinada por escassez de postos de trabalho no setor formal, conforme apontado por Ulyssea (2006). Portanto, na interpretação dos resultados exibidos adiante, assume-se que ser assalariado ou ser autônomo resulta de uma decisão, mas pode não ser o caso. A investigação das propensões e circunstâncias pessoais que levam uma pessoa a estar ocupada em trabalho autônomo certamente representaria um avanço, mas demandaria dados muito diferentes dos fornecidos pela PED, o que está além do escopo deste trabalho.
A Tabela 1 apresenta a descrição da amostra inicial, que engloba 69.412 mulheres e 57.180 homens de 25 a 49 anos, na posição de responsável ou cônjuge do responsável pela família. A maioria das pessoas da amostra conta com a presença de cônjuge no domicílio (77,5% das mulheres e 87,3% dos homens), sendo que esta proporção é maior entre aqueles com filhos em idade pré-escolar (crianças de 0 a 7 anos fora da escola) ou escolar (crianças de 6 a 12 anos na escola). Entre as mulheres com filhos em idade pré-escolar, 86,3% também contam com a presença de cônjuge e, entre os homens com filhos pequenos, a quase totalidade possui cônjuge.
TABELA 1 Estatísticas descritivas, por presença de filho, segundo sexoRegiões metropolitanas brasileiras – 2013
Filhos idadepré-escolar
Filhos idade escolar
Filhos mais de 12 anos
Cônjuge (%)
Sem cônjuge 29,1 13,7 20,9 29,2 22,5
Com cônjuge 71,0 86,3 79,1 70,8 77,5
Idade (anos) 36,0 33,3 37,7 42,9 37,4
Sem escolaridade 16,2 20,0 27,9 33,1 24,6
Fundamental completo 10,9 16,2 19,0 18,3 16,4
Médio completo 45,8 49,9 41,6 38,1 44,0
Superior completo 27,0 13,9 11,5 10,5 15,0
Branca 53,3 49,5 48,8 48,4 49,8
Preta 8,1 8,4 8,7 8,3 8,4
Parda 38,6 42,2 42,6 43,3 41,9
N. de observações 13.477 20.984 16.674 18.278 69.412
Proporção (%) 19,4 30,2 24,0 26,3 100,0
Sem cônjuge 38,4 0,6 2,4 6,1 12,7
Com cônjuge 61,6 99,4 97,6 94,0 87,3
Idade (anos) 35,8 34,8 39,3 43,2 37,5
Sem escolaridade 21,7 22,3 30,0 36,0 26,1
Fundamental completo 15,4 18,8 18,5 19,8 18,0
Médio completo 44,1 46,6 41,2 35,8 42,9
Superior completo 18,9 12,3 10,2 8,5 13,1
Branca 51,1 49,6 48,4 46,7 49,3
Preta 9,1 8,7 9,4 9,6 9,1
Parda 39,8 41,6 42,3 43,7 41,6
N. de observações 16.247 19.093 11.822 10.018 57.180
Proporção (%) 28,4 33,4 20,7 17,5 100,0
Fonte: Fundação Seade. Pesquisa de Emprego e Desemprego Metropolitana, 2013.
Por volta de 30% das mulheres e 33% dos homens da amostra vivem com filhos em idade pré-escolar. Homens e mulheres com filhos em idade pré-escolar ou sem filhos são mais jovens do que os demais grupos. As pessoas sem filhos apresentam nível de escolaridade bem mais elevado: 27% das mulheres e 18,9% dos homens que não têm filhos possuem ensino superior completo. Por outro lado, os menores níveis de escolaridade são observados para mulheres e homens com filhos mais velhos, acima de 12 anos de idade. Para este grupo, mais de 30% possuem menos do que o ensino fundamental completo e apenas 10,5% das mulheres e 8,5% dos homens concluíram o ensino superior.
As taxas de participação, ocupação e desemprego e a proporção de inativos são apresentadas na Tabela 2, desagregadas segundo a presença de filho. Observa-se como a presença de filhos, especialmente daqueles mais novos, está relacionada a uma menor participação no mercado de trabalho para as mulheres e maior participação para os homens. Enquanto para os homens com filhos em idade pré-escolar a taxa de participação é de 95%, para as mulheres na mesma situação este indicador corresponde a 65%. A taxa de desemprego das mulheres com filho pequeno situa-se 2,4 pontos percentuais acima daquela observada para as mulheres que não têm filhos e equivale a mais do que o dobro da masculina para este grupo. Para além do fato de que as mulheres com filho em idade pré-escolar ofertam menos sua força de trabalho, os dados sugerem que aquelas que decidem fazê-lo enfrentam maiores dificuldades para encontrar uma ocupação.
TABELA 2 Taxas de participação, ocupação e desemprego e proporção de inativos, por presença de filho, segundo sexoRegiões metropolitanas brasileiras – 2013
Filhos idade pré-escolar
Filhos com mais de 12 anos
Taxa de participação 81,7 65,1 72,8 70,8 71,7
Taxa de ocupação 91,2 88,8 91,3 92,9 91,0
Taxa de desemprego 8,8 11,2 8,7 7,1 9,0
Inativos 18,3 34,9 27,2 29,2 28,3
Taxa de participação 92,5 95,3 94,9 93,0 94,0
Taxa de ocupação 94,1 94,6 95,3 95,4 94,7
Taxa de desemprego 5,9 5,4 4,7 4,6 5,3
Inativos 7,5 4,7 5,1 7,0 6,0
São classificados como inativos todos os indivíduos que não participam do mercado de trabalho, não estando nem ocupados nem desempregados. Claramente, conforme se pode observar na Tabela 2, a proporção de mulheres inativas supera a de homens, chegando ao máximo de 34,9% de inativas no grupo de mulheres com filho em idade pré-escolar. Já aquelas sem filhos registram a menor proporção de inativas (18,3%). As atividades sem remuneração, como as relacionadas aos afazeres domésticos, são consideradas situações de não trabalho, apesar de consumirem tempo e energia de quem os realiza. A análise do conjunto de pessoas inativas mostrou diferenças importantes segundo o sexo. Enquanto 84% das mulheres inativas declararam como atividade principal a realização de afazeres domésticos, apenas 1,7% dos homens inativos afirmaram o mesmo.
Para investigar a associação entre a presença de filhos e as probabilidades de trabalho precário e de jornada de trabalho parcial, foram considerados somente os indivíduos ocupados com rendimentos positivos. Ou seja, foram excluídos da amostra inicial os inativos, os desempregados, os trabalhadores sem remuneração e aqueles que não declararam rendimento ou jornada de trabalho, compondo um total de 35.204 mulheres e 39.919 homens. Do total de ocupados, 27,1% foram classificados em postos de trabalho precário, o que equivale a 20,0% dos homens e 35,2% das mulheres.
A Tabela 3 apresenta as estatísticas descritivas segundo a jornada de trabalho para mulheres e homens. Nota-se que 15,9% das mulheres e apenas 4,9% dos homens trabalhavam em jornada parcial, definida como menos de 30 horas de trabalho por semana. Entre as mulheres que cumprem jornada de trabalho parcial, observam-se maior proporção daquelas com filho em idade pré-escolar (29,6%) e menor proporção de mulheres sem filhos (16,1%). Os dados da Tabela 3 mostram que os homens trabalham, em média, mais horas do que as mulheres e recebem mais pelo trabalho. Para ambos os sexos, o trabalho parcial exibe menores rendimentos médios mensais, menor formalidade e maior precariedade da ocupação. Enquanto 79,1% das mulheres que trabalham mais de 30 horas por semana possuem carteira assinada ou contribuem para a previdência, somente 34,8% daquelas com jornada parcial estão nesta situação. Além de menor formalidade, a jornada parcial também está associada a maiores proporções de trabalho precário. Segundo definição apresentada na seção anterior, o trabalho precário considera conjuntamente a formalização da ocupação e o nível do rendimento do trabalho. Observa-se que 63,2% das mulheres com trabalho parcial encontram-se também em trabalhos precários, enquanto entre aquelas com trabalho integral esta proporção é bem menor (29,8%).
TABELA 3 Análise descritiva, por sexo e jornada de trabalhoRegiões metropolitanas brasileiras – 2013
(≥30 hrs) (<30 hrs) (≥30 hrs) (<30 hrs)
Horas de trabalho (média) 43,3 18,3 39,3 46,0 20,0 44,7
Rendimento médio mensal (em R$) 1.495,29 899,68 1.400,51 2.060,66 1.643,03 2.040,04
Carteira assinada ou contribuição (%) 79,1 34,8 72,0 79,7 49,2 78,2
Trabalho precário (%) 29,8 63,2 35,2 18,9 41,2 20,0
Presença de filhos (%)
Sem filhos 23,2 16,1 22,1 27,8 34,1 28,1
Com filho(s) em idade pré-escolar 25,8 29,6 26,4 34,8 30,0 34,6
Com filho(s) em idade escolar 24,5 27,8 25,0 20,8 19,1 20,7
Com filho(s) acima de 12 anos 26,5 26,4 26,5 16,6 16,9 16,6
N. de observações 29.602 5.602 35.204 37.949 1.970 39.919
Proporção (%) 84,1 15,9 100,0 95,1 4,9 100,0
Para estimar a associação entre a presença de filhos e as probabilidades de participação no mercado de trabalho, de trabalho precário, de jornada de trabalho parcial e de trabalho autônomo, foram estimados modelos de regressão logísticos binários para homens e mulheres separadamente. Os resultados alcançados constam na Tabela 4, para as mulheres, e na Tabela 5, para os homens, e estão expressos em razão de chances. A variável de interesse é o número de filhos em idades pré-escolar e escolar no domicílio e todos os coeficientes mostram-se estatisticamente significativos para as mulheres, com exceção da presença de dois ou mais filhos em idade escolar na regressão para probabilidade de jornada parcial. Para os homens, os coeficientes são significativos apenas para as probabilidades de participação no mercado de trabalho e de trabalho precário. A presença de filhos com mais de 12 anos de idade no domicílio somente mostra significância estatística para a probabilidade de participação. Todos os modelos de regressão utilizam como controle outras circunstâncias familiares: presença de cônjuge, presença de idoso com 65 anos ou mais na família e presença de outros adultos na família, bem como características individuais (idade, nível de escolaridade e raça/cor) e a região metropolitana. O modelo para probabilidade de jornada parcial considera, adicionalmente, as características da ocupação – formalidade, posição na ocupação e setor de atividade.
TABELA 4 Razão de chances para participação, trabalho precário, jornada parcial e trabalho autônomo para mulheres, segundo modelos de regressão logísticosRegiões metropolitanas brasileiras – 2013
Presença e número de filhos (categoria base: sem filhos)
Um filho em idade pré-escolar 0,4775*** 1,3309*** 1,5901*** 1,5432***
Dois ou mais filhos em idade pré-escolar 0,2655*** 1,7819*** 1,9063*** 2,2216***
Um filho em idade escolar 0,7520*** 1,1520** 1,4200*** 1,2609***
Dois ou mais filhos em idade escolar 0,6565*** 1,4618*** 1,2158ns 1,6673***
Filhos acima de 12 anos 0,8572*** 1,0948ns 1,0688ns 1,1239ns
Outras circunstâncias familiares
Presença de cônjuge 0,4097*** 0,9151* 1,1373** 1,2128***
Presença de idoso com 65 anos ou mais na família 0,7405*** 0,8526ns 1,1549ns 1,0023ns
Um adulto na família 0,8633*** 0,9340ns 0,9212ns 0,8815*
Dois ou mais adultos na família 0,7132*** 0,8985ns 1,0366ns 0,8241ns
Idade 1,1653*** 0,9477* 0,9311* 1,0410ns
Idade ao quadrado 0,9976*** 1,0008* 1,0011* 1,0003ns
Nível de escolaridade (categoria base: sem escolaridade)
Fundamental completo 1,3068*** 0,7027*** 0,9496ns 0,9306ns
Médio completo 1,7939*** 0,2771*** 0,9240ns 0,5667***
Superior completo 4,7851*** 0,0273*** 1,7823*** 0,2368***
Raça/Cor (categoria base: parda)
Branca 0,8679*** 0,8656*** 1,0208ns 1,1116*
Preta 1,1158** 1,0969ns 1,0734ns 0,9442ns
Região metropolitana (categoria base: São Paulo)
Belo Horizonte 0,8301*** 0,9459ns 0,8218** 1,2245**
Fortaleza 0,7433*** 4,1783*** 0,8202*** 2,8909***
Porto Alegre 0,9395* 0,6769*** 0,8304** 0,7850***
Recife 0,6688*** 3,8916*** 0,9872ns 2,0733***
Salvador 0,8149*** 2,8893*** 1,0056ns 2,0789***
Formalidade da ocupação
Com carteira assinada/contribuição 0,1619***
Posição na ocupação (categoria base: assalariada do setor privado)
Assalariada setor público 0,6861***
Autônoma 2,5126***
Empregadora 0,2277***
Empregada doméstica 3,4836***
Profissional liberal 0,7517ns
Outros 0,4059***
Setor de atividade (categoria base: indústria)
Construção 1,3616ns
Comércio 1,5353***
Serviços 2,0157***
Outros 1,1727ns
Constante 0,6789ns 2,4130ns 0,2993ns 0,0334***
N. de observações 69.412 35.204 35.204 23.491
Fonte: Fundação Seade. Pesquisa de Emprego e Desemprego Metropolitana, 2013.Nota: significância: ***≤0,001; **≤0,010; *≤0,050; ns não significativo.
TABELA 5 Razão de chances para participação, trabalho precário, jornada parcial e trabalho autônomo para homens, segundo modelos de regressão logísticosRegiões metropolitanas brasileiras – 2013
Presença e número de filhos(categoria base: sem filhos)
Um filho em idade pré-escolar 1,1984 ** 1,1348 ** 0,8385 ns 1,0234 ns
Dois ou mais filhos em idade pré-escolar 1,2804 * 1,4236 *** 0,9383 ns 1,1236 ns
Um filho em idade escolar 1,3586 *** 0,9793 ns 0,8600 ns 0,9305 ns
Dois ou mais filhos em idade escolar 1,4016 ** 1,2432 * 1,0306 ns 0,9929 ns
Filhos acima de 12 anos 1,3299 *** 1,0107 ns 0,9270 ns 0,9747 ns
Presença de cônjuge 1,7375 *** 0,7248 *** 0,7655 ** 0,7065 ***
Presença de idoso com 65 anos ou mais na família 0,7056 ** 1,1840 ns 1,1276 ns 1,4114 **
Um adulto família 0,8899 ns 1,0153 ns 0,8381 ns 0,9320 ns
Dois ou mais adultos na família 0,9826 ns 0,9829 ns 0,9062 ns 0,8032 ns
Idade 1,2236 *** 0,8595 *** 0,8298 *** 1,0798 **
Idade ao quadrado 0,9969 *** 1,0017 *** 1,0025 *** 0,9995 ns
Nível de escolaridade(categoria base: sem escolaridade)
Fundamental completo 1,1971 ** 0,5575 *** 0,8493 ns 0,6775 ***
Médio completo 1,7687 *** 0,2434 *** 0,9196 ns 0,5077 ***
Superior completo 3,8129 *** 0,0350 *** 1,6008 *** 0,2726 ***
Branca 1,1134 ns 0,8411 *** 1,0250 ns 1,0994 *
Preta 0,9494 ns 1,0960 ns 1,0214 ns 1,0423 ns
Belo Horizonte 0,8797 ns 0,7804 *** 0,6682 *** 1,3370 ***
Fortaleza 0,8791 * 4,0504 *** 0,9240 ns 1,4120 ***
Porto Alegre 0,7442 *** 0,7845 *** 0,7632 ** 0,9649 ns
Recife 0,9084 ns 3,2810 *** 0,7359 *** 0,9696 ns
Salvador 0,9225 ns 2,4382 *** 0,6723 *** 1,1996 ***
Com carteira assinada/contribuição 0,4345 ***
Posição na ocupação (categoria base: assalariado do setor privado)
Assalariado setor público 0,9299 ns
Autônomo 2,6216 ***
Empregador 0,3265 ***
Empregado doméstico 1,6169 ns
Profissional liberal 0,7085 ns
Outros 0,5661 ns
Construção 0,9660 ns
Comércio 0,7859 *
Serviços 1,4124 ***
Outros 1,3017 ns
Constante 0,3052 ns 12,4738 *** 2,4772 ns 0,0581 ***
N. de observações 57.180 39.919 39.919 34.314
Fonte: Fundação Seade.Pesquisa de Emprego e Desemprego Metropolitana, 2013.Nota: significância: ***≤0,001; **≤0,010; *≤0,050; ns não significativo.
Para o conjunto das mulheres adultas, todas as variáveis relacionadas à composição familiar apresentam-se negativamente associadas à probabilidade de participação no mercado de trabalho, conforme exibido na coluna (1) da Tabela 4. A presença de filhos, de idoso e de cônjuge e maior número de adultos na família tornam menos provável que a mulher seja economicamente ativa.
Ter um filho em idade pré-escolar diminui as chances de a mulher estar no mercado de trabalho em 52,2% e ter dois ou mais filhos em idade pré-escolar reduz esta chance em 73,5%, em comparação com aquelas que não têm filhos. Para mulheres com filho em idade escolar, a mudança na razão de chances é menor, mas ainda assim expressiva: a presença de um filho em idade escolar reduz as chances em 24,8% e dois ou mais filhos representam 34,4% de decréscimo nas chances de participação, em relação àquelas sem filhos. A presença de filhos acima de 12 anos também afeta a participação das mulheres, mas menos do que os filhos menores.
No caso dos homens, cujos resultados constam na coluna (1) da Tabela 5, a probabilidade de participação no mercado de trabalho se eleva com a presença de filhos, em comparação aos homens sem filhos. Dois ou mais filhos em idade escolar, por exemplo, aumentam em 40,2% as chances de participação masculina. Quanto à presença de cônjuge, também são observadas diferenças entre mulheres e homens. Para elas, ter cônjuge associa-se a uma redução de 59,0% nas chances de participação e, para eles, aumenta as chances de oferta de trabalho em 73,6%.
A presença de idoso com 65 anos ou mais na família representa um decréscimo nas chances de mulheres e homens participarem do mercado de trabalho. Diversos autores, dentre os quais Camarano et al. (2004), Goldani (2004) e Cipollone et al. (2013), enfatizam o comprometimento das mulheres com os cuidados não apenas de seus filhos e cônjuges, mas também dos familiares idosos, como um fator de restrição às atividades econômicas. Por outro lado, a associação negativa entre a presença de idoso e a probabilidade de participação no mercado de trabalho pode estar relacionada não apenas com a necessidade de cuidados, mas também com a ampliação das transferências governamentais para os idosos no Brasil. Estas transferências podem gerar um efeito-renda sobre a oferta de trabalho, aumentando o salário de reserva dos membros familiares que corresidem com idoso (SCORZAFAVE; MENEZES-FILHO, 2001; CIPOLLONE et al., 2013). O fato de a presença de idoso reduzir a probabilidade de estar no mercado de trabalho, tanto para mulheres quanto para homens, corrobora esta ideia, pois dificilmente seriam os homens que estariam se ocupando dos cuidados.
O resultado da regressão logística para probabilidade feminina de estar em um trabalho precário, apresentado na coluna (2) da Tabela 4, mostra que a presença de um filho em idade pré-escolar aumenta em 33,1% a chance de a mulher encontrar-se num trabalho precário e dois filhos nesta faixa etária refletem em chance 78,2% maior de ser observada a precariedade. Já a presença de cônjuge reduz em 8,5% esta probabilidade. Para os homens (Tabela 5), também foram observadas associações positivas entre a presença de filhos, especialmente em idade pré-escolar, e a probabilidade de ocupação precária e associações negativas entre a presença de cônjuge e a precariedade. A presença de um filho em idade pré-escolar aumenta em 13,5% a chance de o homem estar ocupado em trabalhado precário e a presença de um filho em idade escolar ou de filhos com mais de 12 anos não se mostraram estatisticamente significativas. O fato de residir junto a um cônjuge reduz em 27,5% as chances de o homem estar num trabalho precário.
No contexto desta pesquisa, interessa saber se a associação positiva entre a jornada de trabalho parcial e a presença de filhos é estatisticamente significativa e qual é a direção desta associação. O objetivo é verificar se as mulheres com filhos têm maior probabilidade de trabalhar em tempo parcial, como parte de uma estratégia de conciliação entre a inserção produtiva e as demandas familiares. Para isso, mais uma vez, foram estimadas equações logísticas binárias, que controlam por outras circunstâncias familiares, características individuais, localização geográfica e características da ocupação, para cada sexo.
Os resultados encontrados para as mulheres, exibidos na coluna (3) da Tabela 4, mostram coeficientes para presença de filhos em idade pré-escolar e um filho em idade escolar positivamente associados à probabilidade de jornada parcial. Para mulheres com dois ou mais filhos em idade escolar ou com filhos mais velhos, os coeficientes não são estatisticamente significativos. Em termos de razão de chances, comparando com as mulheres que não têm filhos, ter um filho em idade pré-escolar aumenta as chances de a mulher cumprir jornada parcial em 59,0%. A presença de dois ou mais filhos em idade pré-escolar está associada a chances 90,6% maiores de jornada parcial para as mulheres. Ter cônjuge também se associa a maiores probabilidades de trabalho parcial para mulheres – aumento de 13,7% na razão de chances. Para os homens, nenhum coeficiente da variável de presença e número de filhos é significativamente associado à chance de trabalho em jornada parcial. Já a presença de cônjuge aparece associada a uma redução de 23,5% na chance de o homem trabalhar menos do que 30 horas por semana.
Os resultados apresentados na coluna (4) das Tabelas 4 e 5 apresentam a razão de chances para probabilidade de ser um trabalhador autônomo, em comparação a ser um trabalhador assalariado do setor privado. Para as mulheres (Tabela 4), a presença de filhos em idade pré-escolar ou escolar associa-se de modo significativo e positivo com a probabilidade de ser uma trabalhadora autônoma, em relação a ser assalariada do setor privado.
A presença de um filho em idade pré-escolar aumenta as chances de a mulher ser uma trabalhadora autônoma em 54,3% e ter dois ou mais filhos nesta faixa etária associa-se a chances 2,2 vezes maiores de ser autônoma, em comparação às mulheres sem filhos. Para os homens, a presença de filhos em qualquer faixa etária não tem associação estatisticamente significativa com a chance de ser um trabalhador autônomo. A presença de cônjuge está associada a chances de ser trabalhador autônomo 21,3% maiores para as mulheres e 29,4% menores para os homens.
Diante da atual configuração da divisão sexual do trabalho, ao se inserirem no mercado de trabalho, são as mulheres que lidam com a questão de quem vai cuidar dos filhos e das atividades domésticas. Mulheres com filhos pequenos, que ainda não estão na escola, são as que exibem a maior taxa de desemprego. Isso pode ser efeito de discriminação no mercado de trabalho ou preferência dos empregadores por mulheres com menor carga de responsabilidades familiares e domésticas. Por outro lado, também é possível que a maior taxa de desemprego das mulheres com filhos em idade pré-escolar seja efeito da preferência das próprias mulheres, que colocam maiores restrições para encontrar um emprego aceitável, dado que os custos de oportunidade e o salário de reserva tendem a ser maiores.
O salário de reserva, que remonta à teoria econômica neoclássica, influencia a decisão de entrar ou não no mercado de trabalho. Para as mulheres, a presença de filhos diminui sua probabilidade de participação no mercado de trabalho, pois o salário de reserva tende a ser maior, já que deve compensar a redução do tempo dedicado aos cuidados ou possibilitar o acesso a serviços de creche (SCORZAFAVE; MENEZES-FILHO, 2001). O efeito da presença de filhos depende da idade da criança – filhos menores, ainda em idade pré-escolar, afetam mais a probabilidade de participação do que filhos maiores, pois demandam maior intensidade de cuidados (MARON; MEULDERS, 2008).
A presença de cônjuge associa-se de maneira distinta às chances de homens e mulheres ofertarem sua força de trabalho: reduz as chances de participação feminina e aumenta as chances de participação masculina. Este resultado também encontra respaldo nos postulados da teoria econômica neoclássica e nas questões levantadas a partir da divisão sexual do trabalho. Para Becker (1991), o casamento permite a maximização do bem-estar total da família, ao possibilitar a especialização dos homens em atividades produtivas remuneradas e das mulheres em atividades de produção doméstica. Madalozzo et al. (2010) encontraram que o casamento aprofunda a divisão sexual do trabalho, com os homens assumindo a maior parte das responsabilidades financeiras de manutenção da família e as mulheres, as responsabilidades pelos serviços domésticos e cuidados com outros membros, em especial marido e filhos. Assim, a redução nas chances de participação da mulher com cônjuge no mercado de trabalho pode ser explicada tanto pelo aumento do número de horas de trabalho doméstico quanto pela existência de um provedor financeiro.
Os resultados confirmam a maior propensão à inatividade das mulheres com filhos, tal como observado por Maron e Meulders (2008) e Souza et al. (2011). Por outro lado, os dados apontam para a necessidade de redefinição das relações de gênero, no sentido de uma divisão mais igualitária das responsabilidades familiares, especialmente os cuidados com os filhos (OIT, 2009). Além disso, observa-se que, conforme mostram Nonato et al. (2012), existe importante potencial para o crescimento da força de trabalho brasileira, via aumentos da participação feminina no mercado de trabalho. Este potencial não é aproveitado devido a condições socioeconômicas desfavoráveis e ausência de políticas públicas que promovam uma incorporação menos diferenciada pelos papéis de gênero e circunstâncias familiares (MEDEIROS, 1999; NONATO et al., 2012).
A constatação de que a presença de filhos, em especial os pequenos, aumenta a probabilidade de precariedade do trabalho para as mulheres está em conformidade com outros estudos realizados para o contexto brasileiro (BRUSCHINI, 2007; CEPAL/PNUD/OIT, 2008; MONTALI, 2012). As maiores responsabilidades domésticas e as interrupções na atividade econômica, associadas à maternidade, afetam o desenvolvimento profissional das mulheres, refletindo em salários mais baixos e empregos de menor qualidade (BRUSCHINI, 2007).
Estudo realizado por Montali (2012) indica que mulheres com maior carga de demandas familiares estão absorvidas em maior proporção em trabalhos precários. Entre seus resultados, é bastante evidente que a sobrecarga de responsabilidades das mulheres com filhos é fator importante por trás da maior precariedade no trabalho. O acesso à creche ou à educação infantil, que possibilita às mulheres compartilhar parte dos cuidados com as crianças, está associado a maiores jornadas de trabalho, maior formalidade da ocupação e melhores remunerações (MONTALI, 2012).
A classificação do trabalho precário leva em conta os rendimentos auferidos no trabalho principal. A este respeito, vale citar alguns estudos centrados na relação entre o casamento e os salários. Para as mulheres, estudos encontraram associações positivas entre casamento e rendimentos do trabalho (MUNIZ; RIOS-NETO, 2002; KILLEWALD; GOUGH, 2013), enquanto outros não observaram ganhos para as mulheres (ADLER; ONER, 2013). Entretanto, quando positivo, o efeito do casamento não é tão claro (MUNIZ; RIOS-NETO, 2002) e, frequentemente, apresenta magnitude reduzida e/ou insignificância estatística (ADLER; ONER, 2013). Em todo caso, quando o casamento é associado à maternidade, as penalidades salariais relacionadas à existência de filhos têm efeito dominante e excedem os ganhos advindos do casamento (KILLEWALD; GOUGH, 2013).
Para os homens, a literatura converge para o mesmo resultado: o casamento associa-se a um melhor desempenho no mercado de trabalho e a vantagens salariais. Diversos estudos têm explorado este fenômeno, comumente denominado prêmio salarial masculino do casamento (CHUN; LEE, 2001; CHIODO; OWYANG, 2002; AHITUV; LERMAN, 2007; KILLEWALD; GOUGH, 2013; GUIGINSKI, 2019). Entretanto, ainda não existem conclusões definitivas a respeito da direção da causalidade do prêmio. Homens casados apresentam vantagens no mercado de trabalho porque o casamento os torna mais produtivos, ou porque empregadores preferem homens casados; ou ainda porque as características que os tornam mais produtivos no trabalho são as mesmas que aumentam suas probabilidades de casamento (CHIODO; OWYANG, 2002).
O que se pode concluir a partir dos resultados é que, tal como exposto por Montali e Tavares (2007), a precarização do trabalho atinge os indivíduos de forma diferenciada, segundo o arranjo e a posição na família. Apesar da crescente contribuição das mulheres cônjuges na renda familiar, inclusive daquelas com filhos, a inserção produtiva continua marcada por vínculos precários (BRUSCHINI, 2007; MONTALI; TAVARES, 2007). A maior carga de atribuições familiares e domésticas das mulheres casadas e com filhos, induzida pela divisão sexual do trabalho, compromete o desenvolvimento profissional e o acesso a ocupações de qualidade (HIRATA, 2004; BRUSCHINI, 2007; CEPAL/PNUD/OIT, 2008; MONTALI, 2012; OIT, 2012).
O trabalho em tempo parcial permite maior flexibilidade, mas possui desvantagens, tais como rendimentos também parciais (HIRATA, 2004; WAJNMAN, 2006). Conforme mostram os resultados, a jornada parcial, além de associada a menores rendimentos, também está relacionada a maiores informalidade e precariedade da ocupação. Jornadas curtas de trabalho apresentam desvantagens em termos de salários e oportunidades de promoção e treinamento, estando fortemente associadas a situações de subemprego (LEE et al., 2009). Fator determinante para a diferença por sexo na incidência de trabalhos com jornadas parciais é encontrado nas restrições impostas às mulheres na dedicação ao trabalho remunerado, haja vista o grande número de horas que dedicam aos serviços domésticos e de cuidados (HIRATA, 2004; OIT, 2009; LEE et al., 2009; WAJNMAN, 2012).
O aumento da jornada de trabalho feminina pode ser um mecanismo eficiente para melhorar a situação destas mulheres no mercado de trabalho. No entanto, não se deve perder de vista que a ampliação da jornada de trabalho remunerado, especialmente das mulheres com filhos, sem ter como contrapartida diminuições significativas no tempo dedicado aos afazeres domésticos e aos cuidados, pode implicar redução do tempo livre e do bem-estar (DEDECCA, 2004).
Segundo Lee et al. (2009), o gênero é variável-chave para entender o ingresso no trabalho autônomo, pois as motivações são fundamentalmente distintas. Para os homens, a impossibilidade de encontrar emprego formal e assalariado faz com que sejam empurrados para o trabalho autônomo. Já para as mulheres, particularmente aquelas com filhos, o trabalho autônomo parece fazer parte de uma estratégia de equilíbrio entre as demandas do trabalho e da família, já que está bastante associado a jornadas mais curtas e permite maior flexibilidade do que o assalariamento. Esta flexibilidade tem suas desvantagens, como baixa qualidade do emprego, menor proteção social e menor remuneração, mas oferece uma opção viável de inserção da mulher no mercado de trabalho (LEE et al., 2009).
Sobre a interpretação dos resultados, importante consideração deve ser feita. O trabalho autônomo, assim como o assalariado, envolve amplo espectro de atividades e ocupações. Embora algumas atividades tenham maior prestígio e maiores rendimentos do que outras, a distinção fundamental entre os assalariados e os autônomos é o atributo que se pretendeu avaliar. O empregado assalariado possui vínculo empregatício e sua jornada de trabalho e as atividades desenvolvidas são determinadas pelo empregador. Já o trabalhador autônomo explora seu próprio negócio e tem liberdade para organizar suas atividades produtivas e determinar sua jornada de trabalho.
Os resultados encontrados mostram claramente que a presença de filhos associa-se a aumentos nas chances de a mulher ser uma trabalhadora autônoma. Estes resultados parecem corroborar as hipóteses elucidadas em Lee et al. (2009) de que as mulheres, ao encontrarem dificuldades para conciliar as demandas do trabalho remunerado e da família, recorrem ao trabalho autônomo. Este, por permitir maiores possibilidades de jornada de trabalho flexível, especialmente nos países subdesenvolvidos, pode ser uma forma encontrada pelas mulheres para conseguirem se inserir no mercado de trabalho, dada a divisão sexual do trabalho vigente, que as coloca como principais responsáveis pelos cuidados com as crianças (LEE et al., 2009).
A natureza do processo de "escolha" entre autonomia e assalariamento apresenta especificidades. Em sua revisão sobre a informalidade no mercado de trabalho brasileiro, Ulyssea (2006) conclui que, enquanto uma parcela de trabalhadores pode enfrentar restrições para se inserir no setor formal e ser compelida ao trabalho informal, outros têm reais possibilidades de materializar suas preferências ao escolher um posto formal ou informal. A presente investigação segue um rumo distinto ao de Ulyssea (2006), mas sua conclusão também se aplica. Mulheres menos escolarizadas podem ter menor poder de escolha do que aquelas com ensino superior, por exemplo. De qualquer forma, independentemente da natureza do processo de "escolha", os resultados revelam que a presença de filhos, em qualquer nível de escolaridade, tende a impulsionar as mulheres para ocupações autônomas.
O objetivo deste artigo foi investigar alguns aspectos do acesso ao trabalho das mulheres, com ênfase nas diferenças entre mulheres com filhos e mulheres sem filhos. Como contraponto, foram averiguadas as condições de inserção no mercado de trabalho dos homens em relação às suas circunstâncias familiares, comparando-as com as mulheres. Os resultados encontrados mostraram que a presença de filhos afeta significativamente a condição de inserção das mulheres no mercado de trabalho, refletindo-se em desvantagens na esfera produtiva. A penalidade pela maternidade nos diversos âmbitos da vivência do trabalho está em conformidade com as hipóteses iniciais da investigação e confirma evidências na literatura internacional e nacional.
De modo geral, os resultados mostram e a literatura corrobora que, para as mulheres, a presença de filhos associa-se a menores chances de participação no mercado de trabalho (MARON; MEULDERS, 2008) e aumenta as probabilidades de estar num trabalho precário (MONTALI, 2012), de cumprir jornada parcial (LEE et al., 2009; GOUGH; NOONAN, 2013) e de trabalhar como autônoma (LEE et al., 2009) em relação a se inserir em empregos assalariados no setor privado. Embora fosse o esperado, a associação entre o acesso ao trabalho e a presença de filhos para as mulheres apresenta coerência impressionante. Em cada uma destas dimensões do acesso ao trabalho, o impacto negativo da presença dos filhos é maior quando estes são mais novos e em maior número, o que demonstra como maiores responsabilidades familiares refletem maior penalidade no âmbito do trabalho.
Para os homens, os resultados são menos consistentes e, muitas vezes, a presença de filhos não se mostra estatisticamente significativa, como no caso das probabilidade de jornada parcial e de trabalho autônomo, em que nenhum coeficiente associado ao número de filhos em cada faixa etária apresentou relevância estatística. Ao contrário das mulheres, a presença de filhos aumenta as chances de inserção masculina no mercado de trabalho, assim como a presença de cônjuge, que, além de elevar a participação, também diminui a probabilidade de jornada parcial dos homens, o que é condizente com o papel de gênero masculino (AHITUV; LERMAN, 2007).
No caso das mulheres, a presença de cônjuge, na maioria das análises, exibe o mesmo efeito que a presença de filhos, ou seja, associa-se a desvantagens nas condições de inserção das mulheres no mercado de trabalho. Ter um cônjuge diminui a probabilidade de participação e relaciona-se a aumentos na chance de jornada parcial e de ser uma trabalhadora autônoma. Por outro lado, aspecto positivo é encontrado na menor probabilidade de precariedade do trabalho das mulheres que têm cônjuge, em comparação com aquelas que não contam com a presença de um parceiro em seus domicílios. Para os homens, os resultados mostram sempre efeitos positivos quanto à presença de cônjuge, do ponto de vista da esfera produtiva. Ter um cônjuge, em linhas gerais, aumenta a probabilidade de participação masculina no mercado de trabalho e diminui as chances de precariedade, de jornada parcial e de trabalhar como autônomo.
A partir dos resultados encontrados e da revisão bibliográfica, as penalidades vivenciadas no âmbito do trabalho pelas mulheres que são mães parecem refletir não apenas uma superposição de responsabilidades, mas também uma contradição nos papéis sociais assumidos pelas mulheres (MEIER et al., 2014). Por um lado, observam-se a crescente participação feminina no mercado de trabalho e a alteração da divisão sexual tradicional do trabalho, no sentido de atribuir às mulheres ao menos parte das responsabilidades pelo sustento financeiro da família (MEIER et al., 2014). Nesse processo, assiste-se a uma rápida transformação da identidade feminina e à expansão de suas aspirações. O trabalho remunerado ocupa cada vez mais espaço na vida das mulheres, que passaram a se identificar com uma profissão ou ocupação e não apenas com o papel de mãe e esposa (GOLDIN, 2006; BRUSCHINI, 2007; FOLBRE, 2012). Por outro lado, a dimensão dos cuidados, em particular com os filhos, permanece primordialmente como atribuição feminina (FOLBRE, 2012). As motivações que fazem com que as mulheres tomem para si as responsabilidades pelos cuidados, segundo Folbre (2012), têm origem nas normas sociais e nos valores morais. Mesmo que fatores biológicos impliquem diferenças entre homens e mulheres, não se pode afirmar que as preferências sejam fixas. A maior predisposição das mulheres para o cuidado com os filhos é muito mais influenciada pelas normas e imposições socioculturais e amplificada pelas instituições sociais do que estritamente devido a fatores biológicos (FOLBRE, 2012).
Independentemente da origem das motivações e preferências, a atribuição do papel de cuidadora para as mulheres, que pode ou não aumentar sua satisfação na esfera familiar, resulta em riscos econômicos e desvantagens na esfera produtiva (FOLBRE, 2012). Chega- -se à conclusão de que é necessário redefinir os papéis de gênero, de modo a acomodar os novos papéis sociais desempenhados pelas mulheres, para que sejam extintas as duras penalidades a que estão submetidas quando buscam conciliar trabalho e família.
1É possível que a crise econômica enfrentada pelo país após 2013 tenha mudado as posições relativas de homens e mulheres no mercado de trabalho, mas o presente artigo não está focado nas consequências da crise, mas sim em questões estruturais das desigualdades por sexo no mercado de trabalho.
2O modelo de regressão logístico binário é bastante conhecido e sua apresentação formal pode ser encontrada, por exemplo, em Long (1997).
3Em 2013, o salário mínimo era R$ 678,00. Para uma jornada de trabalho de 40 horas por semana, o salário-hora equivalente é igual a R$ 4,24. Para domicílios entrevistados em janeiro, considerou-se o salário mínimo anterior de R$ 622,00 e salário-hora equivalente a R$ 3,89.
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Recebido: 12 de Agosto de 2019; Aceito: 14 de Outubro de 2019
Janaína Guiginski Universidade Federal de Minas Gerais, Faculdade de Ciências Econômicas, Departamento de Demografia Av. Pres. Antônio Carlos, 6627 Pampulha 31270-901 – Belo Horizonte-MG, Brasil
Simone Wajnmanv Universidade Federal de Minas Gerais, Faculdade de Ciências Econômicas, Departamento de Demografia Av. Pres. Antônio Carlos, 6627 Pampulha 31270-901 – Belo Horizonte-MG, Brasil
Janaína Guiginski é doutora em Demografia pela Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG).
Simone Wajnman é doutora em Demografia pela Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). Professora titular do Departamento de Demografia da Universidade Federal de Minas Gerais.