Insper - Instituto de Ensino e Pesquisa
Programa de Mestrado Profissional em Economia
Marina Maciel Santos
O IMPACTO DA SINDICALIZAÇÃO NOS SALÁRIOS NO
BRASIL DO SÉCULO XXI
São Paulo
2013
Marina Maciel Santos
O IMPACTO DA SINDICALIZAÇÃO NOS SALÁRIOS NO
BRASIL DO SÉCULO XXI
Dissertação
apresentada
ao
Programa
de
Mestrado
Profissional em Economia da Faculdade Insper como parte dos
requisitos para a obtenção do título de Mestre em Economia
Área de Concentração: Microeconomia
Orientador: Prof. Dr. Naércio Aquino de Menezes Filho
São Paulo
2013
2
Maciel Santos, Marina
O impacto da sindicalização nos salários no Brasil no século XXI,
Marina Maciel Santos; orientador: Naércio Aquino de Menezes Filho – São
Paulo: Insper, 2013.
37 f.
Dissertação (Mestrado – Programa de Mestrado Profissional em
Economia. Área de concentração: Economia do Trabalho e Microeconomia) –
Faculdade Insper.
1. Sindicalização 2. Mercado de Trabalho
3. Formação de Salários
3
FOLHA APROVAÇÃO
Marina Maciel Santos
Impacto da Sindicalização em Salários no Brasil
Dissertação
apresentada
ao
Programa
de
Mestrado
Profissional em Economia da Faculdade Insper como parte dos
requisitos para a obtenção do título de Mestre em Economia
Área de Concentração: Microeconomia
Banca Examinadora:
Prof. Dr. Naércio Aquino de Menezes Filho
Instituição: Faculdade Insper
Assinatura: ___________________
Profa. Dra. Regina Madalozzo
Instituição: Faculdade Insper
Assinatura: ___________________
Prof. Dr. Vladimir Pinheiro Ponczek
Instituição: EESP-FGV
Assinatura: ___________________
4
AGRADECIMENTOS
Agradeço ao Prof. Naércio Aquino de Menezes Filho, pela orientação e apoio em
todas as etapas do desenvolvimento desta dissertação.
Agradeço aos meus amigos e colegas de Mestrado, Silvia Antunes, Heitor Gastaldi,
Henrique Scripelitti, Alexandre Couto e Felippe Medeiros, pela companhia nas noites de
estudo, pela ajuda e contribuição para a minha formação.
Também agradeço aos meus amigos, Diego Paula, Hugo de Andrade, Lara Marques,
Felipe Attílio, Luan Henriques e Jonatas Hosokawa, por continuarem ao meu lado, me
incentivando e me motivando ao longo do curso.
Por fim, agradeço em especial à minha família, Denis, Neusa, Juliana e Gustavo
Santos, pelo apoio e carinho. Sem sua ajuda e compreensão não conseguiria alcançar meus
objetivos pessoais, profissionais e acadêmicos.
5
RESUMO
Santos, Marina Maciel. O Impacto da Sindicalização em Salários no Brasil
do século 21. São Paulo, 2013. – Dissertação (Mestrado) – Faculdade Insper, São
Paulo, 2013.
O objetivo desta dissertação é avaliar a evolução do impacto da
sindicalização sobre os salários ao longo do tempo no Brasil, ou seja, se
trabalhadores filiados aos sindicatos de suas categorias têm, em média, salários
maiores que os não-filiados, controlando pelas demais características dos
trabalhadores.
Para tal, vamos comparar uma
amostra de
trabalhadores
sindicalizados com uma, de características semelhantes, de não-sindicalizados para
os anos de 1995, 1997, 2001, 2005 e 2009. Utilizamos modelos de regressão e de
propensity score matching. Os resultados mostram que um trabalhador é melhor
remunerado pelo fato de ser filiado a um sindicato. Porém o impacto da
sindicalização vem diminuindo ao longo dos anos.
Palavras- Chave: Sindicatos, Filiação, Salários.
6
ABSTRACT
Santos, Marina Maciel. The Impact of Union Association in Wages in Brazil
in the 21st century. São Paulo, 2013. – Dissertation (Mestership) – Insper, São
Paulo, 2013.
This study evaluates the impact of union association through time in Brazil. It
estimates if unionized workers earn more than their non-unionized counterparts,
controlling for other personal characteristics – such as age, sex, color and year of
education. Therefore, this paper assesses the union wage premium through 1993,
1997, 2001, 2005 and 2009. It uses Ordinary Least Squares (OLS) and Propensity
score matching. The results show that unionized workers receive a wage premium
although the impact has decreased over the years.
Key words: Union, Unionization, Wages.
7
SUMÁRIO
1. INTRODUÇÃO
1.1 A HISTÓRIA DOS SINDICATOS E DAS LEIS TRABALHISTAS NO BRASIL
1.2 O FUNCIONAMENTO DE SINDICATOS E NEGOCIAÇÕES COLETIVAS NO BRASIL
2. REVISÃO DA LITERATURA
2.1 LITERATURA NACIONAL
2.2 LITERATURA INTERNACIONAL
3. BASE DE DADOS
3.1 DESCRIÇÃO DOS DADOS
3.2 ANÁLISE DESCRITIVA DA AMOSTRA
4. METODOLOGIA
4.1 ORDINARY LEAST SQUARES (OLS)
4.2 PROPENSITY SCORE MATCHING
5. RESULTADOS
5.1 OLS
5.2 PAINEL
10
11
12
14
14
16
20
20
21
24
24
24
27
27
28
6. CONCLUSÃO
34
7. BIBLIOGRAFIA
36
8
LISTA DE TABELAS
Tabela 3.1: Descrição de variáveis
20
Tabela 3.2: Descrição dos dados
23
Tabela 5.1: Resultados OLS por ano
27
Tabela 5.2: Resultados POLS com dummies de ano e de indústria
29
Tabela 5.3: Resultados POLS com variáveis de interação
31
Tabela 5.4: Resultados Propensity score matching por ano
32
Tabela 5.5: Resultados ATT Propensity score matching
33
9
1. INTRODUÇÃO
A participação de sindicatos na formação de salários e na defesa dos direitos
dos trabalhadores no Brasil é um tema de pesquisa que já teve muito foco nas
décadas de 1980 e 1990, mas que não tem sido levantado nos últimos anos.
Naquelas décadas conturbadas para a história dos sindicatos, que contribuíram
muito para sua estruturação, muito se discutiu. Porém é necessário que vejamos
hoje o funcionamento destas instituições já maturadas e, principalmente,
comprovações empíricas do impacto de suas ações para os trabalhadores.
Para países da Europa, onde as estruturas trabalhistas e os sindicatos estão
mais maturados, há forte impacto de sindicalização em salários e baixa dispersão
salarial entre sindicalizados (Blau e Kahn, 1999). Já para os EUA, onde também
vemos sindicatos estáveis, porém as leis trabalhistas não são tão protetoras quanto
na Europa e na América Latina, vemos que há impacto positivo, mas em proporções
bem menores e com grande diferença entre funcionários mais e menos qualificados
(Freeman, 1980). Apesar de o Brasil ter leis trabalhistas mais semelhantes às da
Europa, a última estruturação de sindicatos é relativamente recente e os últimos
estudos mais detalhados são referentes aos resultados na década de 1990
(Arbache, 2004).
Nesse estudo, vamos avaliar o impacto da sindicalização nos salários, ou
seja, se trabalhadores filiados aos sindicatos de suas categorias tem em média
salários maiores que os não-filiados, controlando pelas demais características dos
trabalhadores. Vamos começar revendo a história de sindicatos, das leis trabalhistas
e o funcionamento dessas estruturas no Brasil. No segundo capítulo vamos revisar a
bibliografia já publicada sobre o tema. No terceiro, avaliaremos os dados da amostra
de
trabalhadores
selecionada,
suas
características
principais
e
algumas
considerações. No quarto capítulo discutiremos o método utilizado para analisar o
impacto e descreveremos o modelo de avaliação por propensity score matching,
para no quinto capítulo discutirmos os resultados. Por fim, o último capítulo conclui e
propõe futuras discussões sobre o impacto de sindicalização em salários.
10
1.1 A história dos Sindicatos e das Leis Trabalhistas no Brasil
A primeira compilação de leis trabalhistas no Brasil foi promulgada em 1943,
pelo então presidente Getúlio Vargas. A Consolidação de Leis Trabalhistas (CLT)
surgiu numa época de desequilíbrio entre capital e trabalho, em que se fazia
necessária maior proteção de trabalhadores de exploração, em relação a salários e
condições de trabalho; regulação das disputas trabalhistas; e de afastar-se as
disputas entre trabalho e capital do ambiente de trabalho (Amadeo e Camargo,
1989). A CLT, por ter como objetivo regular leis trabalhistas até então não definidas,
foi formulada de forma ampla e detalhada, evitando disputas diretas entre
empregados
e
empregadores.
A
característica
principal
da
CLT,
como
consequência, é a natureza paternalista e protetora, que criou um ambiente pouco
favorável ao desenvolvimento das negociações coletivas no mercado de trabalho.
Sindicatos na época eram muito pulverizados e de pouca representação em
negociações coletivas (Arbache, 2001).
A CLT sofreu algumas adaptações a partir de 1964, quando uma ditadura
militar assumiu o poder no Brasil. As principais foram relativas à representação
sindical e de reajustes salariais. Reajustes passaram a ser decididos por lei e
estendidos para cada categoria, como forma de centralização do processo de
formação de salários e controle de inflação, mantendo os reajustes abaixo dos níveis
de inflação. Neste período, greves passaram a ser reguladas por lei e paralisações,
consideradas ilegais, eram fortemente reprimidas, o que levou a prisão de vários
líderes sindicais e a estagnação do movimento sindical no Brasil até o fim da década
de 1970. Poderia haver reajustes acima do autorizado por lei, os quais deveriam ser
negociados diretamente entre trabalhadores e empregadores. Porém, com a fraca
participação dos sindicatos estes reajustes eram pouco recorrentes, o que
enfraquecia o desenvolvimento das negociações e deixava o processo de formação
de salários nas mãos dos governantes, que o usavam como ferramenta de política
monetária (Arbache, 2001).
Fortes manifestações sindicais e paralisações ressuscitaram as discussões
sobre condições de trabalho, formação de salários e acordos coletivos, levando a
adaptações à CLT na Constituição promulgada em 1988. A insurgência do
movimento “novo sindicalismo” foi de grande importância para ressuscitar os
processos de negociação coletiva (Amadeo e Camargo, 1989). Os reajustes por lei
11
deixaram de ser efetuados; assim negociações passam a ser feitas entre
trabalhadores, empregadores, sindicatos e ordens. Em 1988 cai a proibição de
diferentes ocupações e categorias econômicas de se juntarem em um único
sindicato. Também foi autorizada a formação de sindicatos desde a menor unidade
regional (municípios) até abrangência nacional. Para que houvesse controle das
organizações sindicais, foram instituídos por lei o monopólio da representação
sindical e a contribuição sindical obrigatória, assim como a extensão obrigatória dos
resultados de acordos coletivos para todos os trabalhadores da categoria, inclusive
não-filiados (Arbache, 2001).
1.2 O Funcionamento de Sindicatos e negociações coletivas no Brasil
No Brasil a legislação prevê a existência de contratos coletivos e contratos
individuais. Nos contratos individuais, salários e condições de trabalho são
discutidos entre o empregador e o empregado. Nos contratos coletivos, os mesmos
são discutidos entre empregador, sindicato e ordem, depois firmados com o
empregado. Estes últimos cobrem poucos benefícios e termos salarias, quase não
variam e, além disso, a flexibilidade é reduzida. Já as negociações coletivas, tem por
lei seus benefícios estendidos para todos os trabalhadores da categoria, mesmo que
estes não sejam filiados ao sindicato que os defende. Segundo Arbache (2001), o
fato de o acordo coletivo negociado entre sindicatos e firmas se estender a todos os
trabalhadores da categoria pode conceder grande poder aos sindicatos, agregado à
contribuição sindical obrigatória – mesmo para não filiados – pode, além de garantir
poder, distorcer o foco de concentração dos líderes sindicais, os desviando dos
interesses dos trabalhadores para a simples manutenção das organizações
sindicais, acordos políticos e o que quer que os mantenha no poder de tais órgãos.
Outra característica importante sobre o funcionamento de sindicatos e
acordos coletivos no Brasil diz respeito às disputas caso a legislação não seja
atendida. No Brasil disputas relacionadas ao não cumprimento das leis trabalhistas
são levadas ao tribunal do trabalho. O tribunal trabalhista também é acionado em
conciliações e no caso de arbitrariedades em contratos de trabalho. Se acordos
entre empregados e firmas se rompem os tribunais são acionados. Já se há mero
descumprimento da lei, o tribunal decidirá apenas pela aplicação da mesma. Caso o
impasse surgir da falta de acordo entre as partes, o tribunal pode decidir pelo ponto
de vista do juiz, que pode se basear em critérios políticos, além dos envolvidos. Isso
12
concede grande poder também aos tribunais na estrutura de negociação coletiva no
Brasil (Arbache, 2001). Para Arbache (2001), a resolução de disputas pelos tribunais
do trabalho, pode motivar o comportamento de free-rider por parte dos
trabalhadores, já que cabe aos empregadores provarem o contrário em acusações
de descumprimento da CLT e são eles que arcam com grande parte dos custos
legais, somando mais obstáculos no processo de modernização das relações do
trabalho no Brasil, inibindo a cooperação e a motivação de negociação direta entre
trabalhadores e empregadores.
13
2. REVISÃO DA LITERATURA
Encontramos na literatura nacional e internacional boas referências sobre a
discussão de sindicatos, negociações coletivas e o processo de formação de
salários. Entre os expoentes brasileiros estão Arbache (1999, 2000, 2001, 2004),
Carneiro (1999), Amadeo e Camargo (1989). Entre os principais autores
internacionais estão Freeman (1980, 1982, 1988, 2000), Blau e Kahn (1999).
2.1 Literatura Nacional
Os trabalhos de autores nacionais relevantes para este estudo concentram-se
na discussão desses temas para a realidade brasileira. A maior parte de suas
contribuições foi descrita na introdução da história e funcionamento das estruturas
de sindicato, negociação coletiva e leis trabalhistas para o Brasil. Amadeo e
Carneiro (1989) discutem a formação do movimento sindical no Brasil e a formação
da CLT na década de 30. Neste período muito havia de ser feito para garantir a
proteção dos trabalhadores contra más condições de trabalho e exploração, além da
necessidade de se tirar o foco do conflito na relação entre trabalho e capital do
ambiente de trabalho. Assim foram organizadas a CLT, as confederações que
atendem ao Ministério do Trabalho e os tribunais do trabalho, também vinculados ao
Ministério. Porém, os autores ressaltam a necessidade de se retomar o campo de
negociações entre capital e trabalho e reconhecem os avanços obtidos nas décadas
de 1970 e 1980 em negociações coletivas. Porém, já na época, apontam a
necessidade de retomá-las, desta vez, com estruturas mais estáveis.
Por outro lado, Arbache (1999) avalia empiricamente o impacto de
sindicalização em salários e discute o impacto das estruturas de trabalho existentes
na formação de salário. Neste estudo o autor encontra que a maior participação de
sindicatos está ligada a maior dispersão de renda entre indivíduos e não à
concentração, como é esperado pelo funcionamento da negociação sindical e do
processo de formação de salários. Arbache (1999) julga que o mesmo pode se dar
pelo fato de trabalhadores filiados ganham em média mais. Logo, o fato de que um
setor tem maior densidade sindical que outro já gera um diferencial de salários entre
indústrias. Arbache (2000 e 2001) avalia o impacto da participação de sindicatos e a
densidade sindical por indústria com a formação de salários. Em Arbache (2000), o
14
autor compara salários do Brasil antes e depois do período de abertura comercial e
privatizações no começo da década de 1990 e encontra resultados condizentes com
a literatura: indústrias mais impactadas com aumento de importações e acirramento
da competição do mercado interno tiveram salários relativos reduzidos, aumentando
dispersão entre indústrias. Porém, houve também aumento da dispersão de salários
intra-indústria: sindicatos de indústrias menos impactadas tomaram proveito da
possibilidade de aumentar seus salários relativos e reivindicaram aumentos,
enquanto sindicatos de indústrias mais afetadas se posicionaram menos agressivos
em suas demandas por reajuste.
Arbache (2001) organizou um resumo da história e funcionamento de
estruturas sindicais e trabalhistas no Brasil (relacionados no item introdutório do
nosso estudo). Em seguida, avalia empiricamente a densidade sindical entre
indústrias, as características das indústrias e trabalhadores. O autor então avalia se
houve no tempo impacto significativo da participação de salários no aumento de
renda e na dispersão de salários. Os resultados mostram que as estruturas de
trabalho – leis, tribunais e sindicatos – desestimulam os avanços na modernização
das negociações entre empregados e empregadores. Além disso, há um premium
que permite que empregados sindicalizados ganhem mais que seus parceiros não
sindicalizados de características idênticas. Assim, segundo o autor, os sindicatos
mudaram seu foco de negociação de condições de trabalho e médias de salário para
negociação de pisos e dissídios, exclusivamente. Além disso, há diferenças de
salários para membros de sindicatos da mesma categoria, mas que pertençam a
unidades de municípios ou estados diferentes.
Arbache (2004) examina diferenciais de salários inter-industriais no Brasil.
Foram avaliadas as características das indústrias, suas estruturas sindicais e as
características profissionais dos indivíduos, a fim de se avaliar entre indivíduos de
mesmas características se avia diferenciação de salários pelo fato do mesmo
trabalhar para certa indústria ou pertencer ao seu respectivo sindicato. Os resultados
mostram que há diferenciação de salários inter-indústria ligada à densidade sindical
e há um diferencial salarial favorecendo os sindicalizados. Porém, o capital humano
também contribui positivamente para a formação de salário e para explicar maiores
salários médios para certas indústrias.
15
2.2 Literatura Internacional
Blau e Kahn (1999) dissertam sobre as características das instituições
determinantes de emprego e salário para países da OECD, com mais atenção aos
europeus, ou com características similares, tais quais leis, políticas governamentais,
sindicatos e organizações, avaliam o impacto de tais instituições em emprego e
salários. Os autores encontram evidências de negociações coletivas mais
centralizadas, salário mínimo e políticas antidiscriminatórias – que estendem os
benefícios das negociações coletivas para todos da categoria – aumenta salário
relativo dos menos qualificados, sem impactos significativos para os mais
qualificados. Tais políticas tem efeito na redução das desigualdades de salário, mas
apresentam impacto negativo em emprego.
Blau e Kahn (1999) discutem ainda as características históricas e políticas da
estrutura de emprego e determinação de salários para países da Europa e
identificam que há demanda para essas formas de regular o processo de formação
de salários, pelo fato de mercados apresentarem ineficiências de mercado que
poderiam desestabilizar emprego e salários, gerando má alocação do produto da
receita marginal por trabalho entre empregados de mesmas características.
Levantam também que sindicatos para esses países também contribuem para o
aumento de salário de seus membros, mas ao contrário do caso brasileiro, maior
densidade sindical tende a provocar a menor variância entre salários. Para
diferenças entre países europeus, levantam a diferença entre estrutura política e
instituições, ao comparar com os EUA, observam que há menor dispersão de
salários na Europa, porém também há mais desemprego. O Reino Unido é o país
que mais se assemelha aos EUA, mas ainda tem resultados mais próximos aos
países europeus continentais. Blau e Kahn (1999) concluem então que as
evidencias extraídas de dados sobre salário e emprego para países da Europa
correspondem ao que se encontra na literatura: sindicatos contribuem para maior
renda, para menor diferença de salários inter-industrial e entre empregados e
instituições e leis mais rígidas levam a maiores taxas de desemprego que em países
mais flexíveis.
Bowers e Burkitt (1974) discutem o grau de sindicalização entre trinta e cinco
tipos de indústrias americanas entre os anos de 1948 e 1978, avaliam a participação
de homens e mulheres e o percentual de empregabilidade entre membros. Os
16
autores mostram que nos EUA há grande abertura e flexibilidade para formação de
sindicatos e filiação, mas baixa aderência e baixo impacto na formação de salários
para os anos estudados, o que reforça o que se vê na literatura sobre estruturas
mais flexíveis.
Encontra-se na literatura internacional várias contribuições de Freeman, que
serviu de referência para publicações nacionais e internacionais. Freeman (1980)
analisa o efeito de sindicatos na dispersão de salários entre homens e mulheres de
setores privados nos EUA e conclui que a participação de sindicatos diminui a
dispersão de salários, reduzindo as diferenças entre funcionários de baixa e de alta
qualificação para firmas com maior filiação (white-collar versus blue-collar wages).
Porém ao elevar salários de membros, aumenta as diferenças entre indústrias, visto
que alguns setores tem maior grau de filiação que os demais. Freeman (1980) avalia
as médias de salário e propõe métodos para comparar desvios entre salários de
profissionais de base (blue-collar) sindicalizados e não sindicalizados, além de
compará-los em média com salários de profissionais de alto escalão (white-collar).
Assim, encontra evidências para as conclusões sobre o impacto da filiação e
salários. O autor conclui que a sindicalização é importante para a padronização de
salários e que esta padronização é de interesse para empregados e empregadores:
para empregados há mais segurança de proteção de salário, independente da firma
onde trabalhe. Para as firmas é importante que salários não sejam fator competitivo
entre seus custos e os das demais firmas, ou seja, salários padronizados excluem
essa variável da equação de preços na competição de mercado.
Freeman (1982) analisa a dispersão de salários e a filiação entre
trabalhadores das mesmas firmas. Verifica que estabelecimentos mais organizados
tem menor dispersão de salários que os menos organizados, assim como
estabelecimentos com maior índice de filiação ao respectivo sindicato tem dispersão
de salários de 5 a 50% inferior aos menos sindicalizados. Este tipo de
estabelecimento – em geral mais organizado e sindicalizado – tende a preferir
métodos de ajuste de salários por taxas negociadas e modelos de progressão
automáticos a avaliações e méritos individuais. Neste artigo, pretende ir além de
questionar se sindicalização impacta salário para o indivíduo e analisa se o mesmo
impacta salários em uma firma, conclui que há impacto significativo, há fatores
17
organizacionais nas firmas que levam a ineficiências de mercado que a influência de
sindicatos ajusta, reduzindo desigualdades.
Freeman (1988) analisa o impacto de estrutura e instituições que determinam
salários em países da OECD, para avaliar se as conclusões encontradas na
literatura (Blau e Kahn, 1999, como exemplo) de que estruturas menos flexíveis
desses países justificam alta de salários relativos entre as décadas de 1970 e 1980,
geram maior dispersão e maiores taxas de desemprego em relação aos EUA.
Verificando a densidade, o autor observa maior concentração de salários quanto
maior a densidade de filiação sindical. Em relação ao desempenho da produtividade
do trabalho compara taxas de desemprego com indicadores de crescimento de PIB
e PNB para cada país e encontra resultados intrigantes: países europeus tem
maiores taxas de desemprego e menos horas trabalhadas por semana por
trabalhador que EUA e Japão, além de apresentarem maior crescimento de produto.
Isso pode mostrar o que Freeman (1988) conclui: não se pode simplesmente
exportar modelos de instituições entre países, pois os resultados em desempenho
do trabalho podem divergir.
Freeman (2000) discute aspectos de desempenho do trabalho. Neste artigo,
mostra que instituições que regulam trabalho e salários influenciam na dispersão,
mas tem poucos efeitos em desempenho. Há cada vez mais diferenças entre
instituições entre países acerca da participação das mesmas no mercado de
trabalho. Para o caso dos EUA, estudos sobre mercado de trabalho depois da
década de 1990 mostram que a participação de tais instituições pode ter mudado
com o tempo, dadas as diferenças econômicas do país no período, especialmente
em desigualdade. Conclui que, mesmo para dados mais recentes dos EUA, maior
participação de instituições que promovem negociações e acordos coletivos reduz a
dispersão de salários, diferenças entre tais instituições entre países podem e devem
se manter, pois dependendo dos impactos de mudanças na estrutura da formação
de salários podemos ter resultados distintos em dispersão e desempenho do
trabalho e principalmente porque cada país conta com suas estruturas produtivas e
instituições, podendo alcançar resultados distintos em desempenho. Ou seja, um
modelo não pode ser puramente replicado em diferentes países, pois não se
alcançará os mesmos resultados e, por último, observa que a economia americana
18
atende hoje a apenas um dos critérios para ser líder em produção, sua alta taxa de
emprego. Porém, se não for dada atenção à pobreza, distribuição e desempenho da
produção do trabalho, mesmo este critério pode se deteriorar com o tempo.
19
3. BASE DE DADOS
3.1 Descrição dos dados
Os dados utilizados para a análise empírica foram os microdados da Pesquisa
Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), desenvolvida pelo IBGE, para os anos
com dados disponíveis – 1993, 1997, 2001, 2005 e 2009. Vemos na tabela 3.1 as
variáveis utilizadas: estado de residência, sexo, idade, cor, se trabalhou na semana
de referência, ocupação, atividade, posição no emprego, se o indivíduo é funcionário
público - sendo funcionário público, se é estatutário - a renda mensal, sua jornada de
trabalho semanal em horas, se é sindicalizado e, por fim, os anos de estudo do
indivíduo pesquisado.
Tabela 3.1: Descrição de variáveis
Código da
Variável
Descrição da Variável
V0101
Ano da Pesquisa
UF
Estado da Federação
V0302
Sexo
V8005
Idade
V0404
Cor ou raça
V9001
Se trabalhou na semana de referência
V9906
Ocupação
V9907
Atividade
V9029
Posição no emprego
V9032
Se é funcionário Público
V9035
Se é funcionário Público Estatutário
V9532
Renda mensal
V9058
Jornada de Trabalho em horas
V9087
Sindicalizado
V9088
Categoria Sindicato
V4703
Educação em anos
Algumas variáveis novas foram calculadas a partir dos dados da pesquisa,
como: renda por hora – com 48 horas de trabalho por semana – (WAGEH);
logaritmo natural da renda por hora (LNWAGEH); e idade ao quadrado (AGESQ).
Com a variável que diz se o entrevistado trabalhou na semana de referência,
podemos filtrar apenas os dados dos que responderam que sim, para estudarmos
apenas as características e os efeitos em salário dos trabalhadores ativos.
20
Foram considerados trabalhadores que se declararam empregados, formais e
informais, do setor público e do privado. Há, apesar de baixa, uma parcela dos
funcionários públicos que se declarou não sindicalizada.
3.2 Análise descritiva da amostra
Pela variável que diz se o trabalhador era matriculado em algum sindicato,
podemos separar os dados entre trabalhadores sindicalizados e não sindicalizados,
para compararmos os dois públicos e tirar algumas considerações gerais antes de
aplicarmos a metodologia de análise de salários.
Sobre toda a amostra de trabalhadores podemos observar que o salário entre
1993 e 2009 é de em média de R$6,95 por hora (deflacionado pelo IPCA, aos
preços de 2009); o que equivale a uma renda mensal de R$1.111,23 por indivíduo,
com alta variância, o que pode indicar que há grande desigualdade de renda.
A idade média dos trabalhadores entre os anos da pesquisa, de acordo com a
tabela 3.2, fica em 34 anos, com mediana para cada ano variando de 31 a 38 anos,
bem próximo da média. Ou seja, a média representa bem a faixa etária
representativa para a amostra. Em relação aos anos de estudo, a média é de 9,88
anos de estudo, que apresenta um tempo de estudo médio relativamente alto para
padrões brasileiros. Poderíamos analisar outras características da pesquisa ou
critérios metodológicos para definirmos se a amostra representa bem a população
de interesse.
Esta amostra para todos os anos pesquisados é composta em média por 62%
de homens; 55% de integrantes que se declararam brancos; 28% dos funcionários
entrevistados entre esses anos eram do setor público e quase 57% de funcionários
do setor de serviços. Vemos predominância de homens e brancos no grupo
pesquisado, além de grande predominância de trabalhadores no setor de serviços.
Vemos que em média 23% dos trabalhadores são sindicalizados, percentual
que pouco varia entre os anos. Podemos questionar se o motivo da parcela
sindicalizada não variar muito entre os anos pode se dever ao fato de que é um
aspecto mais cultural que econômico a motivação de trabalhadores a se filiar, ou
que cabe mais aos setores e atividades a que cada um se dedica. Ao observamos
que com o passar dos anos há a mesma participação de funcionários entre Indústria,
21
Agricultura e Serviços, e que a média de sindicalização dentro de cada setor não
varia, podemos contar que enquanto não variar a participação de funcionários da
mesma indústria, esse percentual de sindicalização também não deve mudar.
Agora comparemos na tabela 3.2 os dados de trabalhadores sindicalizados
contra não sindicalizados para os mesmos anos. Vemos que a população de filiados
a sindicatos inclui em média ainda mais homens, mais indivíduos que se declaram
brancos, e com mais anos de estudo. Para avaliarmos se essa pode ser uma
característica geral da população ou se há viés na amostra, podemos discutir outras
características da amostra assim como a concentração de participantes entre
estados
da
Federação.
Realmente
encontramos
maior
concentração
de
entrevistados nos estados das regiões Sul e Sudeste, que podem ter maior
concentração de população branca e, devido a outros fatores econômicos, maior
concentração de trabalhadores com mais anos de estudo, além de concentrar mais
polos industriais – setor que apresenta maior índice de filiação que os demais.
22
23
16.826
25,50%
Número total de observações:
Sindicalizados (%)
Fonte: elaboração própria
Erro-padrão robusto em parênteses.
52,00%
49.062
16,10%
9,00%
31,60%
30,10%
Industria (%)
60,80%
0,30%
0,10%
Serviços (%)
24,90%
35,90%
Setor Público (%)
Agric., Pec. Etc (%)
Comércio (%)
54,50%
62,10%
65,00%
64,50%
(4,181)
(4,424)
Cor (% Branco)
7,952
(14,707)
(10,25)
9,910
31,332
(1309,829)
(2781,052)
35,555
703,164
1.417,789
4,395
(8,186)
8,861
Sindicalizados
(17,382)
Não Sindicalizados
1993
Sexo (% Masc.)
Educação (anos)
Idade
Salário (Renda por mês em R$)
Salário (Renda por hora em R$)
Tabela 3.2: Descrição dos dados
23,70%
16.894
64,00%
9,70%
26,20%
0,10%
35,70%
61,50%
62,00%
(4,284)
10,370
910,274)
36,340
(1881,752)
1.609,561
(11,761)
10,060
Não Sindicalizados
54.291
54,10%
16,40%
29,20%
0,20%
21,80%
54,20%
64,10%
(4,123)
8,456
(15,528)
31,678
(1207,593)
856,471
(7,547)
5,353
Sindicalizados
1997
21,70%
17.819
65,60%
10,10%
24,30%
0,10%
36,00%
60,30%
59,20%
(4,113)
10,860
(10,622)
37,227
(1857,371)
1.479,135
(11,609')
9,245
Não Sindicalizados
64.142
54,90%
17,50%
27,40%
0,20%
20,90%
52,90%
62,70%
(4,095)
9,180
(18,736)
32,263
(1161,597)
807,386
(7,26)
5,046
Sindicalizados
2001
23,40%
21.934
59,80%
13,10%
26,30%
0,80%
32,60%
54,80%
59,00%
(3,864)
11,268
(14,209)
37,579
(1717,197)
1.434,606
(10,732)
8,966
Não Sindicalizados
71.758
50,10%
22,50%
26,70%
0,70%
20,20%
49,90%
61,10%
(3,929)
9,909
(23,753)
32,960
(1107,397)
828,511
(6,921)
5,178
Sindicalizados
2005
22,00%
21.880
60,30%
13,40%
24,80%
1,40%
33,30%
51,80%
58,40%
(3,831)
10,461
(11,858)
33,357
(1775,139)
987,851
(11,095)
6,174
Não Sindicalizados
77.747
50,30%
22,40%
26,40%
0,90%
19,60%
48,10%
59,90%
(3,831)
10,461
(11,858)
33,357
(1775,139)
987,851
(11,095)
6,174
Sindicalizados
2009
4. METODOLOGIA
Nessa seção vamos rever brevemente as características de cada modelo
econométrico que pode ser usado para dados microeconômicos, para em seguida
testá-los com os dados da PNAD adotados para o estudo.
4.1 Ordinary Least Squares (OLS)
O modelo OLS regride salários em função das variáveis de controle
selecionadas. Neste estudo vamos usar idade, idade ao quadrado, educação,
sindicalização, sexo e cor, sendo que para as últimas vamos usar variáveis dummy,
que nos permitem avaliar os componentes determinísticos da regressão. Ao atribuir
uma variável dummy para sexo, por exemplo, podemos incluir essa variável
qualitativa no modelo e avaliar o quanto é explicado de salários pelo fato de um
indivíduo pertencer ao sexo masculino, por exemplo. (Heij, 2004)
O modelo OLS é linear nos parâmetros, respeita a condição de
ortogonalidade dos erros –
– e de posto completo –
– logo,
consistente. Seu estimador é representado por:
.
4.2 Propensity score matching
Em alguns casos pode não ser possível alterar o tratamento dos indivíduos
quando se quer medir os efeitos isolados deste tratamento em uma população.
Diante dessa limitação, pelo método de propensity score matching, assume-se que
para cada observação há uma probabilidade positiva de não-participação, ou seja,
para cada observação de um grupo tratado há um correspondente em um grupo não
tratado. O propensity score é a probabilidade de receber tratamento e é a medida
usada para o pareamento. O mesmo pode ser estimado usando um modelo
paramétrico como Logit ou Probit. Em seguida, pareamos as observações entre o
grupo tratado e o não-tratado por cada propensity score. Ao usarmos probabilidades
escalares como propensity score, removemos o viés de usar todas as variáveis
24
necessárias para comparar as amostras de grupo tratado e controle (Rosenbaum e
Rubin, 1983).
É feito então o matching, que se resume a um método de construir amostras a
partir de uma grande amostra com diversos possíveis controles, gerando assim um
grupo de controle cuja distribuição das variáveis seja similar à distribuição de um
grupo de tratamento (Rosenbaum e Rubin, 1983). Aqui precisamos decidir entre
determinar que cada observação tratada da amostra pode ser comparada com até
uma observação não tratada – o que pode reduzir viés – ou com mais de uma – o
que reduz variância, mas aumenta o viés. O matching, ou pareamento, é um método
útil quando precisamos controlar um grande conjunto de variáveis; ou quando há
muitos possíveis controles. Assume-se a hipótese de que o tratamento não afeta,
mesmo que indiretamente, observações não tratadas (Cameron, 2005).
Em seguida, avaliamos a média do efeito do tratamento em tratados (ATT),
para concluir se há diferença entre ATT de tratados e não tratados. Obviamente, não
há ATT real de não tratados, mas pelo pareamento, podemos supor o que a única
diferença entre grupo tratado e controle é o pareamento. Sendo assim, os modelos
aplicados simulam essa média para compará-la à dos indivíduos tratados e
descobrir se há diferença significativa entre as duas. Havendo diferença significativa,
podemos concluir se o tratamento tem efeito e se o mesmo é negativo ou positivo
(Wooldridge, 2010).
O modelo de propensity score matching tem estimadores
e
estimadores
,
com
pesos
independentes, média de y dado x independente do peso
e
, onde
e
, ou seja,
é a probabilidade de
calculada no modelo Probit na primeira etapa da estimação, podemos chamar
de propensity score. Na segunda etapa, o modelo regride
, onde
são os resíduos da regressão Probit. O
que esperamos encontrar são as diferenças de
para avaliar se o
efeito do tratamento em ATT entre tratados e não tratados é positivo e significativo
(Wooldridge, 2010).
25
Podemos também, com os coeficientes encontrados pelo Probit ou Logit
regredido, avaliar o quanto cada variável escolhida impacta o efeito do tratamento e
o quanto ela participa da explicação do efeito sobre tratados. Para cada grupo –
tratado e controle – podemos avaliar o impacto da variável dependente pelos
coeficientes do modelo probabilístico usado.
Neste estudo, usaremos o pacote econométrico Stata (versão 11) e sua
ferramenta de propensity score matching (psmatch2), que regride o modelo Probit e
nos traz a avaliação da ATT entre tratados e controle.
26
5. RESULTADOS
5.1 OLS
Para uma simples regressão por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO, ou
OLS, de Ordinary Least Squares) em cross section para cada ano, tendo o logaritmo
natural de salários por hora como variável dependente, idade em anos, idade ao
quadrado, educação em anos, uma variável dummy para indicar se o trabalhador é
sindicalizado, uma dummy para indicar se é do sexo masculino e outra para indicar
se é branco como independentes (explicativas) – foram incluídas também dummies
para as unidades da federação que não citadas. Para essa regressão encontramos
os coeficientes abaixo:
Tabela 5.1: Resultados OLS por ano
Variável Dependente
Variáveis Independentes
Constante
Log(Salário por hora)
1993
1997
2001
2005
2009
-0,524*
-0,636*
-0,548*
-0,620*
-1,182*
(0,062)
(0,045)
(0,034)
(0,030)
(0,028)
Idade
0,026*
0,026*
0,028*
0,027*
0,075*
(0,000)
(0,000)
(0,000)
(0,000)
(0,001)
Idade ao Quadrado
-0,000*
-0,000*
-0,000*
-0,000*
-0,001*
(0,000)
(0,000)
(0,000)
(0,000)
(0,000)
0,113*
0,108*
0,100*
0,098*
0,092*
(0,001)
(0,001)
(0,001)
(0,001)
(0,001)
0,380*
0,305*
0,278*
0,258*
0,210*
(0,007)
(0,006)
(0,006)
(0,005)
(0,005)
0,449*
0,434*
0,365*
0,331*
0,318*
(0,006)
(0,005)
(0,005)
(0,004)
(0,004)
-0,105*
-0,118*
-0,132*
-0,119*
-0,118*
Educação (em anos)
Dummy Sindicalização
Dummy Sexo
Dummy Cor
(0,006)
(0,005)
(0,005)
(0,004)
(0,004)
Numero de Observações
65.888
71.185
81.961
93.692
99.627
Prob>F
0,000
0,000
0,000
0,000
0,000
R²
43,4%
45,4%
42,6%
41,5%
41,7%
Fonte: Elaboração própria.
Erro-padrão robusto em parênteses.
Significância dos coeficientes: *5%.
Observamos na tabela 5.1 que para todos os anos as variáveis são
significativas, apresentam baixo desvio e valor-P muito próximo de zero. Sobre a
influência de cada uma em salários, vemos que idade, educação, filiação sindical e o
fato de ser do sexo masculino explicam salários positivamente, ou seja, contribuem
27
para maiores salários. Cada ano de estudo a mais de um trabalhador em 1993, por
exemplo, contribuiria para aumentar seu salário por hora em 11,3%. Vemos na
tabela 5.1 que o fato de um trabalhador ser sindicalizado em 1993 contribui para um
aumento de 38% em relação ao não-sindicalizado, resultado que esperávamos
encontrar. Porém esse percentual cai por ano, até chegar a apenas 21% em 2009.
Adiante neste estudo, vamos avaliar o fenômeno com outros modelos econométricos
para atestar essa queda na participação de sindicalização na formação de salários.
Esses resultados coincidem com avaliações empíricas encontradas na
literatura nacional e internacional. Podemos compreender bem porque educação
contribui para maiores salários, pois qualifica melhor os trabalhadores. Com relação
ao efeito da idade, poderíamos concluir que o trabalhador tem ganhos decrescentes
em salário com a idade, ou seja, passa a ganhar mais com o aumento da idade até
chegar num ponto de máximo, em seguida passa a ganhar menos do que se fosse
mais novo. Infelizmente isso seria justificável pela dificuldade de alocação no
mercado de trabalho de cidadãos de mais idade. A contribuição negativa da dummy
que indica cor do indivíduo mostra mais um aspecto social do mercado de trabalho
brasileiro. O fato do indivíduo não ser branco contribui negativamente para a
formação de salário.
Em relação à aderência do método selecionado, vemos bons resultados
(tabela 5.1): para o ano de 1993 o R² ajustado é de 43,4%; para 1997 é de 45,4%,
para a regressão de 2001 o R² ajustado é de 42,6%; para 2005 é de 41,5%; e de
2009, de 42,7%. Isso mostra que regressões por Mínimos Quadrados Ordinários
para cada ano individualmente pode ser um bom método para avaliar o impacto de
cada uma dessas variáveis em salário para cada ano. Agora, para avaliar a evolução
do efeito dessas variáveis no tempo, vamos usar métodos em painel.
5.2 Painel
A partir de agora vamos avaliar regressões com os dados de todas as
variáveis e de todos os anos em painel, assim podemos avaliar o efeito das variáveis
com o passar do tempo. Vejamos abaixo, na tabela 5.3, os resultados para Pooled
Ordinary Least Squares (Mínimos Quadrados Ordinários em painel), usamos um
modelo semelhante ao usado para OLS, porém incluímos dummies para ano e
indústria:
28
Tabela 5.2: Resultados POLS com dummies de ano e de indústria
Variável Dependente
Variáveis Independentes
Constante
Log(Salário por Hora)
-0,489*
Variável Dependente
Variáveis Independentes
Constante
(0,020)
Idade
0,027*
0,000*
0,104*
Idade ao Quadrado
0,302*
Educação (em anos)
0,389*
-0,121*
0,297*
(0,003)
Dummy Sexo
(0,002)
Dummy Cor
0,105*
(0,000)
Dummy Sindicalização
(0,003)
Dummy Sexo
0,000*
(0,000)
(0,000)
Dummy Sindicalização
0,027*
(0,000)
(0,000)
Educação (em anos)
-0,302*
(0,028)
Idade
(0,000)
Idade ao Quadrado
Log(Salário por Hora)
0,383*
(0,002)
Dummy Cor
(0,003)
-0,123*
(0,003)
Dummy 1993
-0,192*
Dummy Agricultura
Dummy 1997
(omitted)
Dummy 2001
-0,123*
Dummy 2005
-0,135*
(0,003)
(0,019)
Dummy 2009
(omitted)
-
Numero de Observações
312.726
(0,003)
0
Dummy Indústria
-0,138*
Dummy Serviços
-0,177*
Dummy Comércio
-0,256*
0
(0,019)
(0,003)
(0,019)
0,000
Prob>F
R²
0,000
47,92%
(omitted)
Numero de Observações
Prob>F
R²
312.726
0,000
48,11%
Fonte: Elaboração própria.
Erro-padrão robusto em parênteses.
Significância dos coeficientes: *5%.
Vemos que assim como as regressões em cross section, a em painel
apresenta coeficientes significativos para todas as variáveis dependentes, com R²
ajustado de 47,92% e 48,11%. O comportamento de cada uma – a forma como
explicam variações em salário – é o mesmo de cross section ano a ano. Incluímos
variáveis dummy para cada ano, todas se apresentaram significativas, sendo que
para o ano de 1997 o coeficiente é maior, o que pode indicar maior renda nesse ano
em relação aos demais da amostra.
Incluímos outra regressão que avalia como se comporta o efeito da
sindicalização quando controlamos por setores diferentes, divididos entre Rural,
Indústria (indústria pesada e de transformação), Serviços e Comércio. Para cada um
atribuímos uma variável dummy que pode nos ajudar a isolar o efeito do quanto um
29
trabalhador de um determinado setor pode ter maior remuneração que o de outro,
independente do fator sindicalização. A tabela 5.2 também nos mostra que os
melhor remunerados são os profissionais do Comércio, apesar da Indústria ter maior
concentração de filiados – como vimos na análise descritiva dos dados deste estudo.
O fato do setor de Serviços ter a maior quantidade de profissionais no Brasil para
esse anos pode contribuir para maior dispersão salarial, o que dificultaria a atuação
do sindicato em negociações coletivas, o que também pode explicar que a forma
como os sindicatos atuam no Brasil não atende o setor de maior número de
trabalhadores.
Outra forma de avaliar o efeito das variáveis em salário seria incluir variáveis
de interação, que mostrem o efeito de sindicalização relativo ao ano, por exemplo.
Para isso, foram criadas as variáveis sind93, sind97, sind01, sind05 e sind09, que
são cada uma a multiplicação da variável dummy que indica se o indivíduo é
sindicalizado com a variável dummy que aponta em que ano foi entrevistado.
Podemos ver na tabela 5.3 que não apenas que o fato de ser filiado a um
sindicato explica maior renda, mas também ver em quais anos esse fator fez mais
diferença. Vemos que o ano de 1993 é o de maior coeficiente. Ser sindicalizado em
1993 contribuía para um acréscimo de 41,8% da renda. Porém, essa contribuição
marginal da variável que aponta sindicalização diminui com o passar dos anos. Cai
para 33% em 1997, 28,5% em 2001, 25,6% em 2005, chegando a 21,8% em 2009, o
que pode indicar que ser sindicalizado faz cada vez menos diferença para explicar
salários. É porque o quanto sindicalização explica salários cai com o passar dos
anos que vemos que o papel de sindicatos pode estar mudando. Apesar de
observamos na literatura internacional coeficientes baixos, os mesmos apresentam a
mesma tendência de queda que os coeficientes encontrados nas regressões deste
estudo.
30
Tabela 5.3: Resultados POLS com variáveis de interação
Variável Dependente
Variáveis Independentes
Constante
Log(Salário por Hora)
-0,393*
(0,008)
Idade
0,026*
(0,000)
Idade ao Quadrado
0,000*
(0,000)
Educação (em anos)
0,102*
(0,000)
Dummy Sexo
0,371*
(0,002)
Dummy Cor
-0,122*
(0,002)
sind93 (=DSIND*93)
0,401*
(0,006)
sind97 (=DSIND*97)
0,321*
(0,006)
sind01 (=DSIND*01)
0,280*
(0,005)
sind05 (=DSIND*05)
0,252*
(0,005)
sind09 (=DSIND*09)
0,218*
(0,005)
Dummy 1993
(omitted)
Dummy 1997
0,213*
0
(0,004)
Dummy 2001
0,100*
(0,004)
Dummy 2005
0,097*
(0,004)
Dummy 2009
0,277*
(0,004)
Numero de Observações
Prob>F
R²
412.353
0,000
47,42%
Fonte: Elaboração própria.
Erro-padrão robusto em parênteses.
Significância dos coeficientes: *5%.
A partir daqui, vamos analisar os resultados de uma regressão com
propensity score matching. Como vimos na sessão metodológica, serão pareados
indivíduos com probabilidades próximas ou idênticas de ter certas atribuições. Em
seguida comparamos pares de mesmas probabilidades entre tratados e não
tratados, ou seja, entre sindicalizados e os que não são sindicalizados. O objetivo é
31
avaliar o quanto cada variável contribui para a diferenciação salarial entre indivíduos
pareados e se o efeito do tratamento entre os tratados (ATT) é significativo.
Inicialmente, estimamos um modelo Probit para explicar os determinantes de
sindicalização. A tabela 5.4 apresenta os resultados:
Tabela 5.4: Resultados Propensity score matching por ano
Variável Dependente
Variáveis Independentes
Constante
Idade
Idade ao quadrado
Educação em anos
Dummy Sexo
Dummy Cor
Número de Observações
Sindicalização
1993
1997
2001
2005
2009
-3,471*
-3,621*
-3,543*
-2,335*
-3,579*
(0,050)
(0,051)
(0,050)
(0,025)
(0,048)
0,111*
0,110*
0,100*
0,027*
0,094*
(0,003)
(0,003)
(0,003)
(0,000)
(0,002)
-0,001*
-0,001*
-0,001*
-0,000*
-0,001*
(0,000)
(0,000)
(0,000)
(0,000)
(0,000)
0,061*
0,063*
0,062*
0,064*
0,061*
(0,001)
(0,001)
(0,001)
(0,001)
(0,001)
0,149*
0,122*
0,061*
0,078*
0,085*
(0,012)
(0,011)
(0,011)
(0,010)
(0,010)
-0,069*
-0,055*
-0,064*
-0,014
-0,001
(0,011)
(0,011)
(0,011)
(0,009)
(0,009)
65.888
71.185
81.961
93.692
99.627
Prob>Chi²
0,000
0,000
0,000
0,000
0,000
Pseudo- R²
8,00%
8,32%
7,78%
5,83%
6,51%
Fonte: Elaboração própria.
Erro-padrão robusto em parênteses.
Significância dos coeficientes: *5%.
Observamos que todos os coeficientes – exceto a dummy de cor para os anos
de 2005 e 2009 – apresentam coeficientes significativos. Idade contribui mais que
educação. Vemos, por exemplo, que para o ano de 1993, cada ano a mais de idade
contribui para mais 11,1% da renda, enquanto cada ano a mais de ensino contribui
para mais 6,1% apenas. Porém, o fator idade parece contribuir cada vez menos a
cada ano, indo de 11,1% a 9,4% em 2009. Vemos melhorias nos coeficientes das
dummies de sexo e cor. Ser homem contribui positivamente para salários, porém
cada vez menos. O percentual da dummy de sexo cai de 14,9% para 8,5% em 2009.
Já a dummy para cor nos mostra que não ser branco deteriorava salários em 6,9%
em 1993, caindo para 0,1% em 2009.
Na tabela 5.5 passamos a observar o efeito do tratamento sobre os tratados
(sindicalizados), para indivíduos com as mesmas características. O modelo calcula a
média salarial para os tratados e para o grupo de controle. A diferença de médias é
32
o ATT. Vemos, então, que para todos os anos há diferença significativa e positiva,
ou seja, o fato de ser filiado a um sindicato é um tratamento que leva a melhores
salários.
Tabela 5.5: Resultados ATT Propensity score matching
Ano
1993
Tratados
1,724
Controle
1,279
Diferença
0,445
N. Obs
65.888
(0,011)
1997
1,912
1,539
0,373
71.185
(0,010)
2001
1,818
1,514
0,303
81.961
(0,009)
2005
1,823
1,498
0,325
93.692
(0,008)
2009
1,971
1,692
0,278
99.627
(0,008)
Fonte: Elaboração própria.
Erro-padrão robusto em parênteses.
Significância dos coeficientes: *5%.
Porém, vemos que a diferença cai com o passar dos anos, o que corrobora as
conclusões encontradas nos modelos OLS e POLS deste estudo: no período de
1993 e 2009, entre trabalhadores no Brasil, o fato de um trabalhador ser filiado a um
sindicato explica renda maior, porém esse efeito sobre renda tem caído ao longo dos
anos.
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6. CONCLUSÃO
As conclusões sobre o efeito de sindicalização em salários para trabalhadores
no Brasil, entre os anos de 1993 e 2009, exibidas ao longo deste estudo resumemse a: (i) encontramos efeito significativo e positivo de sindicalização sobre renda; (ii)
tal efeito cai ao longo do anos; (iii) apesar da aparente participação positiva de
sindicatos em salários, não vemos – como observa-se na literatura nacional e
internacional – menor dispersão de renda entre sindicalizados.
Em relação aos resultados encontrados por Arbache (2004), vemos que
houve deterioração do premium em salários atribuído por filiação sindical. O autor
encontrou efeito positivo de sindicalização para explicar maiores salários, porém –
ao contrário do que se espera e do que se vê na literatura internacional – maior
dispersão de salários em indústrias mais sindicalizadas. Pela análise descritiva dos
dados e pelos resultados dos modelos em OLS, POLS e propensity score matching,
chegamos às mesmas conclusões. Porém, vemos que há diminuição de ambos os
efeitos com o passar dos anos.
Ao avaliar os achados empíricos deste estudo, a bibliografia analisada e as
características da estrutura de sindicatos e mercado de trabalho brasileiros para os
anos de 1993 a 2009, podemos concluir que sindicatos no Brasil ainda impactam
salários positivamente, porém vem perdendo poder com o tempo. O impacto da
educação sobre os salários tem magnitude similar (para cada ano de estudo), porém
também perde participação ao longo do tempo, enquanto aumenta dispersão
salarial.
Podemos interpretar esses achados considerando a estrutura de sindicatos e
leis trabalhistas no país. A formação de sindicatos é homologada pelo Ministério do
Trabalho e a contribuição sindical – que mantém sindicatos e órgãos associados – é
compulsória. Espera-se que esse seja um incentivo para que sindicatos atuem mais
ligados à esfera governamental, representando mais uma instituição da mesma,
enquanto teriam por função atuarem mais próximos aos trabalhadores, não apenas
negociando salários, mas garantindo boas condições de trabalho.
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Para próximos estudos, espera-se estabelecer um paralelo entre dados do
Brasil e de outros países, onde não se aplica a contribuição sindical compulsória.
Espera-se que, apesar de menor filiação, haja maior impacto do fator sindicalização
em salários e dispersão salarial.
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