Efeito da qualificação adequada sobre a satisfação profissional dos jovens brasileiros

Effect of adequate qualification on job satisfaction of young Brazilians

Resumo

O objetivo deste estudo é investigar a relação de satisfação profissional dos jovens e a adequação educacional, mensurada a partir da compatibilização da escala ISCO e ISCED. Para tanto, foram utilizados dados da Pesquisa de Transição da Escola para o Trabalho (SWTS) da Organização Internacional do Trabalho (OIT), uma base de dados específica para o público jovem de 15 a 29 anos, no Brasil. Utilizou-se um modelo próbite ordenado, sendo a variável dependente o grau de satisfação profissional dos jovens. Foi verificada uma relação negativa e significativa da qualificação excessiva sobre a satisfação no trabalho. Além disso, ter um trabalho formal e maior salário/hora está positivamente relacionado com a satisfação no trabalho.

Palavras-chave:
Jovens; Satisfação no trabalho; Qualificação excessiva; Trabalho formal; Brasil

Abstract

The aim of this study was to investigate the relationship of professional satisfaction of youths and educational adequacy, measured from the compatibilization of the ISCO and ISCED scale. Data from the School to Work Transition Survey (SWTS) of the International Labor Organization (ILO), a specific database for young people aged 15 to 29 years, in Brazil, were used. An ordered probit model was used, and the dependent variable was the degree of professional satisfaction of young people. There was a negative and significant relationship between excessive qualification and job satisfaction. In addition, having a formal job, and higher salary/hour, are positively related to job satisfaction.

Keywords:
Youths; Job satisfaction; Excessive qualification; Formal labor market; Brazil

Introdução

Nas décadas passadas, acadêmicos e formuladores de políticas públicas nos países desenvolvidos reconheceram que o aumento do bem-estar dos indivíduos reflete nos resultados sociais, econômicos e fiscais (ver, por exemplo, Layard, 2011 e O’Donnell et al., 2014).

Na literatura, há um crescente esforço em examinar os determinantes do bem-estar dos indivíduos (Layard et al., 2014; Gardner; Oswald, 2007; Clark; Georgellis, 2013; Clark, 2014; Powdthavee, 2012; Frijters et al., 2014). A conclusão desses estudos é que o bem-estar é determinado por uma combinação de fatores relacionados à vida adulta, dos antecedentes familiares, assim como do desenvolvimento oriundo da primeira infância (Dorsett; Rienzo; Weale, 2015). Um ponto chave na análise do bem-estar é a satisfação no trabalho. Alguns estudos relatam que essa satisfação apresenta um efeito causal no desempenho do trabalho (Oswald et al., 2014), o que pode aumentar (ou diminuir) a produtividade, afetando o crescimento econômico (Bryson; Forth; Stokes, 2015).

Clark (1997) sugeriu que o estudo do grau de satisfação no trabalho pode ser um indicador de importância até maior do que os salários recebidos e a duração no posto de trabalho, como usualmente é retratado pela literatura (Verhofstadt; Omey, 2003). Os pesquisadores tendem a relacionar a satisfação no trabalho, geralmente medida com indicadores de avaliação subjetiva das condições de trabalho, com as características socioeconômicas dos indivíduos (Clark; Oswald, 1996). Além disso, Nguyen et al. (2007) argumentam que há várias razões convincentes pelas quais os economistas devem se preocupar com a satisfação no trabalho, pois essa é uma proxy para o desempenho do trabalhador e do seu bem-estar geral.

Estudos de satisfação no trabalho em países em desenvolvimento são escassos (Falco et al., 2015) e muitas vezes baseados em amostras não representativas da população. As análises limitadas existentes incluem, por exemplo, o estudo de Mulinge e Mueller (1998) Hinks (2009), Abugre (2014), Falco et. al. (2015), que avaliaram o efeito de variáveis selecionadas sobre a satisfação no trabalho para diferentes países africanos.

No Brasil, existem poucos estudos que avaliam a satisfação no trabalho e a maioria deles tem um caráter qualitativo e voltado para determinado tipo de atividade. Uma das justificativas pela qual a questão da satisfação no trabalho tem sido muito pouco estudada, de maneira especial no Brasil, é devida, em parte, à falta de dados. O ajustamento entre as capacidades profissionais dos indivíduos e as demandas do mercado de trabalho ainda é pouco compreendido. O que está claro é que muitas vezes há excesso de demanda por empregos preferenciais do setor formal, o que significa que muitos têm que se contentar com outras formas de emprego. Se, por exemplo, um indivíduo, ao procurar por um emprego adequado ao seu perfil não o consegue, e a necessidade o obriga a assumir um “subemprego”, quais seriam as consequências para o mesmo?

No Brasil, tem sido observado um processo de aumento do nível de escolaridade da população nas últimas décadas. No entanto, a juventude brasileira continua enfrentando grandes desafios no processo de transição da escola para o trabalho decente (Venturine; Torine, 2014). Segundo os autores, as condições de inserção no mercado de trabalho para os jovens apresentam peculiaridades, tanto em termos de salários e horas trabalhadas, quanto nas taxas de informalidade, evidenciando a necessidade não apenas de aumentar as oportunidades, mas também a qualidade das opções de emprego e trabalho para a juventude brasileira.

O fenômeno da qualificação excessiva tende a ocorrer quando há um número insuficiente de empregos compatíveis dado um certo nível educacional. A incompatibilidade entre oferta e demanda força alguns indivíduos a aceitar trabalhos para os quais estão excessivamente qualificados.

O objetivo do presente estudo é verificar a relação da adequação entre a formação do indivíduo e as características exigidas na atividade exercida sobre a satisfação no trabalho. Assim sendo, a hipótese aqui testada é a de que o excesso de qualificação afeta negativamente a satisfação dos jovens no trabalho, quando esse trabalho não exige tal qualificação.

Este artigo preenche uma lacuna ao analisar jovens de 15 a 29 anos no Brasil, utilizandose os dados da Pesquisa de Transição da Escola para o Trabalho (SWTS).

Conhecer mais sobre o nível de satisfação no trabalho é relevante em termos de política pública, podendo-se avaliar se as condições socioeconômicas e o bem-estar da população estão associados. Além disso, a satisfação no trabalho pode ser uma proxy para felicidade, uma vez que a baixa satisfação com o emprego, refletida, por exemplo, por salários baixos, más condições de trabalho e longas jornadas, irá, inevitavelmente, afetar a qualidade de vida e a saúde, bem como a longevidade dos indivíduos e a de suas famílias. Por fim, a satisfação no trabalho pode ter um papel importante no processo de crescimento econômico. Essa é a principal justificativa para o presente estudo, no qual busca-se avançar na discussão sobre a relação entre adequação profissional e satisfação no trabalho.

Para atingir os objetivos propostos, o estudo está organizado da seguinte forma: na seção 1, a literatura correlata é brevemente apresentada; na seção 2, detalha-se a construção da base de dados e a metodologia utilizada; na seção 3 é feita a análise dos resultados e, por fim, são apresentadas as considerações finais.

1 Revisão de literatura

Mulinge e Mueller (1998) verificaram os determinantes da satisfação profissional no Quênia em 1991 e 1992, concentrando-se na mão de obra técnica agrícola. Os autores observaram uma grande participação das seguintes variáveis sobre a satisfação profissional: percepção do reconhecimento organizacional, condições do local de trabalho e reconhecimento social oriundo da interação com outros trabalhadores. Outros autores como Hinks (2009), Abugre (2014) e Falco et. al. (2015) também avaliaram o efeito de variáveis selecionadas sobre a satisfação no trabalho para diferentes países africanos.

A literatura sobre esta questão abrange principalmente os países desenvolvidos. Os resultados empíricos para os países em desenvolvimento ainda são escassos. Em sua pesquisa realizada para o México, Quinn e Rubb (2006) apresentam estimativas de efeitos da qualificação excessiva e da subqualificação similares aos países desenvolvidos. Para o Brasil, Diaz e Machado (2008) também relatam evidências de que os retornos estimados para a escolaridade são diferentes entre as categorias de correspondência.

Além das principais características do trabalho, como adequação da jornada, grau de autonomia e quantidade de esforço físico requerido, pode ser verdade que a relação entre as habilidades do trabalhador (por exemplo, formação profissional) e as habilidades exigidas pelo trabalho seja um componente importante da satisfação no trabalho. Este fato é analisado por Allen e Van Der Velden (2001), que utilizaram dados de trabalhadores com pós-graduação no final da década de 1990 na Holanda. Os resultados deste estudo mostram que os desajustes entre as competências exercem uma forte influência na satisfação no trabalho, sendo que a subutilização de competências tem um forte efeito negativo sobre a satisfação.

As evidências das consequências da (in)adequação profissional nos ganhos de trabalho dos indivíduos, para muitos países, geralmente mostram que um ano adicional de escolaridade além do exigido na ocupação do trabalhador aumenta o rendimento do trabalho, mas os retornos ao excesso de escolaridade são menores do que aqueles para os anos obrigatórios de escolaridade. Os indivíduos que apresentam um nível inferior de formação ao desejado no posto de trabalho têm normalmente rendimentos de mão de obra mais baixos do que aqueles adequadamente equiparados em ocupações semelhantes (Hartog, 2000; McGuinness, 2006; Leuven; Oosterbeek, 2011).

Os desajustes no mercado de trabalho provocados pelo excesso de educação para o Brasil foram o foco de pesquisas como a de Reis (2015), Annegues e Souza (2020) e Marioni (2021). Reis (2015) estimou os efeitos da (in)adequação profissional na renda do trabalho no Brasil, classificados de acordo com a adequação ou não do nível de educação à escolaridade necessária para a realização da atividade, de acordo com a Classificação Brasileira de Ocupações (CBO – 2010) do Ministério do Trabalho e Emprego. Os resultados do Brasil não diferem daqueles relatados para os países desenvolvidos. Os trabalhadores subqualificados ganham mais do que indivíduos com o mesmo nível educacional, porém menos do que aqueles adequadamente combinados em ocupações semelhantes.

Annegues e Souza (2020) analisaram os efeitos salariais do overeducation entre os graduados da Universidade Federal da Paraíba de 2003 a 2013. A estratégia de identificação adotada consistiu em uma estimação com efeitos fixos do indivíduo e da firma na qual trabalha e interações destes fatores com o tempo. Os resultados mostraram que egressos overeducated auferem, em média, um salário inferior aos seus pares que possuem ocupação compatível com o seu nível de instrução.

Marioni (2021) examinou o impacto da incompatibilidade (mismatch) educacional sobre os salários no Brasil, utilizando, para isso, dados do Relatório Anual de Informações Sociais (RAIS). Os resultados mostram que um quarto do mercado de trabalho formal brasileiro é sobreeducado e um quarto é sub-educado. Após controlar a heterogeneidade individual, demonstrouse que trabalhadores com educação excessiva recebem salários significativamente mais baixos se comparados aos seus colegas cujo nível de educação é equivalente ao exigido pelo emprego.

A satisfação no trabalho foi investigada por Rienzo et. al. (2016) ao realizarem uma análise comparativa da satisfação profissional dos jovens de 15 a 29 anos em três países da África Oriental e Austral: Uganda, Malawi e Madagascar. Os resultados mostram que o excesso de educação para a realização do trabalho tem forte impacto, significativo e negativo, sobre a satisfação em Uganda, e um efeito menor e menos significativo em Malawi. Este efeito, no entanto, não é significativo em Madagascar.

Para o Brasil, Fontes e Machado (2008) analisaram a diferença na satisfação no trabalho entre gênero, idade e ocupação. Esse artigo mostra, por exemplo, que os homens são mais propensos a estar insatisfeitos com sua ocupação do que as mulheres.

Também para o Brasil, Monte (2010) investigou o efeito da insatisfação no trabalho sobre a rotatividade da mão de obra como proxies para a satisfação no mercado de trabalho. Em seu estudo, foi feita a suposição de que procurar outro emprego é um indicador de insatisfação dos funcionários, apesar de saber que nem todos os indivíduos que estão insatisfeitos em seus empregos procuram outro emprego. Os resultados indicam a importância da satisfação em uma futura mobilidade no mercado de trabalho.

2 Base de dados e estratégia empírica

2.1 A pesquisa de transição da escola para o trabalho – SWTS

A pesquisa SWTS (ILO, 2013) foi fruto do Projeto “Work4Youth”, oriundo de uma parceria entre a OIT e a Fundação MasterCard. Essa pesquisa foi realizada em 28 países¹, evidenciando a importância de se estudar o período de transição entre escola e trabalho vivenciado pelos jovens. O objetivo principal do projeto “Work4Youth” é realizar pesquisas sobre o tema da transição da escola para o trabalho, visando contribuir para a elaboração de políticas públicas e para a implementação de atividades e estratégias por parte dos parceiros sociais.

Com o objetivo de garantir a relevância e a utilização dos dados produzidos pela pesquisa, durante o processo de sua preparação no Brasil, foi criado um Comitê Consultivo. Esse Comitê contribuiu para a adequação do questionário padrão (aplicado nos 28 países) à realidade brasileira e também no acompanhamento da realização da pesquisa. O Comitê contou com a participação das seguintes instituições: Ministério do Trabalho e Emprego, Ministério da Educação, Ministério do Desenvolvimento Social e Combate à Fome, Secretaria Nacional da Juventude da Secretaria Geral da Presidência, Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística, Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada e Departamento Intersindical de Estatísticas e Estudos Socioeconômicos (Venturine; Torine, 2014).

Essa iniciativa possibilitou o desenvolvimento de análises mais detalhadas dos dados sobre a realidade e as necessidades dos jovens no Brasil. A relevância dessas análises é explicitada, especialmente, tendo em vista a elevada heterogeneidade de situações dos jovens nas diferentes regiões geográficas, bem como a diversidade dos percursos e das transições entre as oportunidades educativas e o mercado de trabalho. Assim, os resultados da pesquisa SWTS contribuem para a elaboração e a adequação das políticas públicas em prol dos jovens no Brasil.

O objetivo principal da pesquisa foi levantar informações estatísticas (demográficas, sociais e econômicas) sobre os jovens de 15 a 29 anos de idade residentes no território brasileiro, bem como avaliar as características dos jovens que ainda estão na escola e daqueles que se encontram empregados, desempregados ou fora da força de trabalho (inativos). Isso é possível dado que coletam informações detalhadas sobre: o que os jovens esperam em termos de caminhos de transição e qualidade do trabalho; quais as questões a prevenir em ambos os lados – da oferta e da demanda – de forma recíproca; e quais as políticas e os programas que podem ter um impacto real.

A pesquisa é estatisticamente representativa do universo da população nesta faixa etária, com uma amostra composta por 3.288 entrevistados, distribuídas em 160 municípios e contemplando 25 Unidades da Federação. Os municípios são ainda estratificados por localização geográfica (capital e interior, áreas urbanas e rurais) e por porte (municípios pequenos, médios e grandes). A pesquisa tem seis partes: uma seção com detalhes de referências básicas, com o objetivo de identificar a elegibilidade do entrevistado; uma seção de informações pessoais, familiares e do domicílio; uma seção de registro de informações sobre educação e ou treinamentos formais, histórico de atividades e aspirações; uma seção para jovens trabalhadores; uma seção para jovens que não trabalham e uma seção para jovens não incluídos na força de trabalho.

A amostragem foi feita de forma probabilística nos primeiros estágios da pesquisa, com sorteio dos municípios, dos setores censitários, dos quarteirões e dos domicílios. No estágio final, foram implementados controles de cotas de sexo, idade e de condição do ponto (urbano ou rural) para a seleção dos indivíduos (Venturine; Torine, 2014).

2.2 Compatibilização entre escolaridade e ocupação

Mehta et al. (2011) argumentam que a indisponibilidade de dados sobre o número de anos de escolaridade necessários para cada trabalho ajuda a explicar a escassez de estudos em países em desenvolvimento. Essa informação seria necessária para classificar os trabalhadores como excessivamente qualificados, subqualificados ou adequados.

Todavia, uma maneira de medir a incompatibilidade entre a função desempenhada por uma pessoa e seu nível de qualificação educacional é aplicar a medida normativa de categorias de habilidades ocupacionais da Classificação Internacional de Ocupações (ISCO) comparada ao grau de escolaridade dos indivíduos. A ISCO-08 inclui uma categorização dos principais grupos ocupacionais (níveis ISCO de 1 dígito) por nível educacional, de acordo com a Classificação Internacional Normalizada de Educação (ISCED), reproduzida no Quadro 1. Essa adaptação foi utilizada por Venturine e Torine (2014).

Quadro 1
Compatibilidade entre grupos ISCO e ISCED

Principais grupos ISCO	Grupo ocupacional amplo	Nível de habilidade
Gerentes Profissionais liberais Técnicos e profissionais associados	Altamente qualificado, não manual	Terciário (ISCED 5 e 6)
Trabalhadores em serviços administrativos Trabalhadores em serviços e vendas	Baixa qualificação, não manual	Secundário e tecnólogo (ISCED 4)
Trabalhadores agrícolas e de pesca qualificados Trabalhadores artesãos e profissões correlatas Operadores de fábricas e máquinas e montadores	Baixa qualificação, manual	Secundário (ISCED 3)
Ocupações básicas	Não qualificado	Primário (ISCED 1 e 2)

• Fonte: adaptado de Venturine e Torine (2014).

Trabalhadores em um grupo ISCO específico que tenham um nível de habilidade oriundo de suas escolaridades equivalentes são considerados compatíveis, ou seja, possuem o grau de escolaridade adequado para a atividade que realizam. Aqueles que possuem um nível de escolaridade mais elevado do que o necessário são considerados excessivamente qualificados e os que possuem um nível menor de escolaridade são considerados subqualificados.

A Tabela 1 apresenta a distribuição dos jovens nos diferentes grupos ISCED. Dado que os indivíduos analisados são jovens com idade de 15 a 29 anos, aproximadamente 57,5% da amostra encontra-se no grupo ISCED 3, o que indica jovens que estão no ensino médio, ou concluíram essa etapa, mas não estão cursando ou concluíram níveis mais altos. Aproximadamente 14% da amostra já concluiu o ensino médio (grupos ISCED 4, 5 e 6), sendo esse o principal momento no qual os jovens brasileiros iniciam suas atividades laborais.

Tabela 1
Frequência e porcentagem para os diferentes grupos ISCED

ISCED	Nível de escolaridade	Freq.	%
1	Fundamental (1o ao 5o ano)	278	8,46
2	Fundamental (6o ao 9o ano)	671	20,45
3	Médio	1885	57,47
4	Técnico e Superior tecnológico	63	1,93
5	Superior	346	10,54
6	Pós-graduação	37	1,14
	Total	3.279	100

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT.

A Tabela 2 apresenta a distribuição dos jovens nos diferentes grupos ISCO. Observa-se uma baixa participação no grupo ISCO 4, aproximadamente 13%. Esse grupo é formado pelas ocupações de gerentes, profissionais liberais e técnicos e profissionais associados e demandam um nível de escolaridade mais elevado. Outra informação relevante é que 22% dos jovens realiza atividades básicas que demandam um nível extremamente baixo de escolaridade.

Tabela 2
Frequência e porcentagem para os diferentes níveis grupos ISCO

Grupo ISCO	Ocupações	Freq.	% Ocupações	% Grupos
4	Gerentes	41	2,4	12,99
	Profissionais liberais	84	4,89
	Técnicos e profissionais associados	98	5,7
3	Trabalhadores em serviços administrativos	207	12,09	38,11
	Trabalhadores em serviços e vendas	446	26,02
2	Trabalhadores agrícolas e de pesca qualificados	18	1,06	26,95
	Trabalhadores artesãos e profissões correlatas	312	18,19
	Operadores de fábricas e máquinas e montadores	132	7,7
1	Ocupações básicas	376	21,93	21,93
Total		1,713	100	100

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT.

Os resultados obtidos a partir da compatibilização do nível de escolaridade utilizando a escala ISCED com grupos de ocupações ISCO são apresentados na Tabela 3. Observa-se que quase 47% da população de jovens brasileiros, atualmente no mercado de trabalho, está realizando atividades às quais seria necessário um nível de escolaridade maior do que o que realmente apresenta. Isso poderia impactar nos índices de produtividade desses indivíduos. Entretanto, pode-se constatar que, no outro extremo, aproximadamente 20% dos jovens que atua no mercado de trabalho apresenta escolaridade maior do que a requerida para a atividade que realiza, ou seja, está havendo uma subutilização do capital humano desses indivíduos.

Tabela 3
Frequência e porcentagem para os diferentes grupos de adequação entre escolaridade e ocupação

Compatibilidade	Freq.	%
Excessivamente qualificado	329	19,21
Adequado	584	34,11
Subqualificado	800	46,68
Total	1.713	100

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT.

2.3 O modelo empírico – próbite ordenado e variáveis de controle

O uso de uma variável proxy para “(in)satisfação” pode conter viés, mas é comumente utilizado nas análises empíricas pela falta de observação direta (Monte, 2010). Segundo Diaz-Serrano e Vieira (2005), embora seja difícil medir a satisfação no trabalho, dada a sua subjetividade, os pesquisadores demonstraram que a satisfação no trabalho é um forte indicador do bem-estar individual. Quase sempre a medida utilizada para satisfação no trabalho é baseada em variáveis proxys, como intenção de deixar o trabalho ou não (Sousa-Poza; Sousa-Poza, 2007).

Analisa-se o impacto da variável adequação entre escolaridade e características desejadas ao posto de trabalho, sobre a variável satisfação no trabalho dos jovens. Para tanto, utiliza-se a variável satisfação oriunda da seguinte pergunta do questionário: “Até que ponto você está satisfeito com seu trabalho principal?” Os entrevistados escolheram uma de quatro respostas, sendo elas: “insatisfeito”, pouco insatisfeito”, “um pouco satisfeito” e “muito satisfeito”. A pergunta sobre a satisfação no trabalho é feita aos jovens que estão trabalhando atualmente e refere-se ao trabalho principal, ou seja, nesse estudo não haverá a necessidade de utilizar uma variável proxy, dado que a informação é apresentada diretamente no questionário. Importante também destacar que a variável satisfação no trabalho pode ser subjetiva e pode trazer algum viés na estimação.

Para analisar a satisfação profissional dos jovens brasileiros utilizou-se o modelo próbite ordenado [ver, por exemplo, Clark e Oswald (1996) e Chongvilaivan e Powdthavee (2014)]. Os valores seguem o ordenamento dos dados, não necessariamente de forma linear, mas sim de maneira a ordenar os possíveis resultados. Neste trabalho, a variável dependente assumiu valores inteiros entre 0 (caso esteja insatisfeito) e 3 (muito satisfeito), inclusive os extremos.

A base metodológica descrita segue à apresentada em Cameron e Trivedi (2015). O ponto de partida é um modelo com uma única variável latente:

(1) $y_i^{*}={X^{\prime }}_i\beta +u_i$

onde X_i não inclui intercepto e i indica o indivíduo. À medida que y*apresenta diferentes valores, passa-se a ordenar as alternativas. Por exemplo, y* = 0 indica que a pessoa está insatisfeita com seu trabalho principal. Para y* > α₁, a pessoa está pouco insatisfeita, para y* > α₂ está pouco satisfeita, e assim por diante, com 0 < α₁ < α₂ < ….

Em geral, em um modelo com m alternativas ordenadas, pode-se definir:

(2) $y_1=j\text{se}{\alpha }_{j-1}<y_i^{\ast }\le {\alpha }_j$

onde ${\alpha }_0=-\infty \text{e}{\alpha }_m=\infty$ Então,

(3) $\begin{array}{c}P\left[y_i=j\right]=P\left[{\alpha }_{j-1}<y_i^{\ast }\le {\alpha }_j\right]\\ P\left[y_i=j\right]=P\left[{\alpha }_{j-1}<{X^{\prime }}_i\beta +u_i\le {\alpha }_j\right]\\ P\left[y_i=j\right]=P\left[{\alpha }_{j-1}-{X^{\prime }}_i\beta <u_i\le {\alpha }_j-{X^{\prime }}_i\beta \right]\\ P\left[y_i=j\right]=F\left[{\alpha }_{j-1}-{X^{\prime }}_i\beta -F\left({\alpha }_{j-1}-{X^{\prime }}_i\beta \right)\right]\end{array}$

onde F(.) é a função de distribuição acumulada de u_i. Os parâmetros β da regressão e os (m - 1) parâmetros de limite α₁, …, α_m−1 são obtidos por máxima verossimilhança. Para o modelo próbite ordenado, u_i assume distribuição normal padronizada.

Greene e Hensher (2010) mostram que, ao contrário do modelo de regressão linear tradicional, nos modelos próbite ordenados nem o sinal nem a magnitude dos coeficientes podem ser interpretados como efeitos marginais das variáveis explicativas. Os autores ressaltam que os coeficientes estão relacionados diretamente com os valores da variável latente y* e não com os valores da variável categórica observada y. Assim, é possível mostrar que o efeito da mudança em uma variável do modelo depende de todos os outros parâmetros, dos dados observados e da categoria de interesse. Resumidamente, tem-se um efeito marginal para cada uma das categorias.

Em relação aos sinais dos coeficientes, pode-se, entretanto, associar positivamente o sentido de crescimento da variável de interesse com a probabilidade da última categoria (Greene; Hensher, 2010).

Além da variável de interesse de adequação entre escolaridade e ocupação, apresentada na seção 2.2, utilizou-se outras variáveis de controle com relação às características individuais, familiares e geográficas. A seleção das variáveis utilizadas são similares às utilizadas por Diaz e Machado (2008), Monte (2010) e Rienzo et. al. (2016).

Utilizou-se a variável idade, assim como sua representação na forma quadrática, idade2. Além disso, criou-se dois grupos de raça através da variável branco. Essa variável assume valor 1 para os indivíduos que se autodeclararam brancos ou amarelos, e 0 para as demais categorias.

Foi criada uma variável binária relacionada ao histórico de saúde. Ela é derivada de uma série de perguntas de saúde autodeclaradas, tendo recebido o nome de problemas_saude. Um indivíduo é identificado como tendo problemas de saúde se ele relatar qualquer dificuldade em uma ou mais das seguintes atividades: enxergar, ouvir, andar, lembrar, realizar cuidados pessoais (banho ou vestir-se) ou comunicar.

Para se considerar o contexto econômico familiar, foi utilizada a variável que capta a situação financeira do agregado familiar. Esta variável binária recebeu o nome de pobre e foi construída com base em uma avaliação autodeclarada da condição social das famílias, através das respostas dos indivíduos à seguinte pergunta: “Considerando esta lista, a qual dessas classes sociais você diria que pertence?” Considerou-se, então, como pobres os indivíduos que se declararam como sendo muito pobres, pobres ou média baixa; sendo não pobres os indivíduos identificados como sendo média-média, média alta, rica ou muito rica.

Com o objetivo de identificar a estrutura familiar, criou-se a variável chefe que assume valor 1 caso o indivíduo entrevistado seja o chefe do domicílio, e valor 0, caso contrário.

Foram incluídas duas variáveis de escolaridade. A primeira delas é a secundário que assume valor 1 caso o jovem tenha concluído o ensino médio e valor 0, caso contrário. A inclusão dessa variável se justifica pelo fato de que, no Brasil, muitos jovens iniciam suas atividades profissionais após a conclusão do ensino médio.

Além dessa variável relativa ao processo de escolaridade, foi incluída a variável estuda, que assume valor 1 caso o jovem ainda esteja estudando e valor 0, caso contrário. É muito comum jovens trabalharem enquanto estudam, seja para auxiliar nas despesas da casa ou até mesmo para financiar os estudos.

Além disso, a SWTS apresenta informações extensas sobre o emprego atual. A pesquisa registra informações sobre o status do trabalhador (empregado com carteira de trabalho assinada, militar, funcionário público, empregado sem carteira de trabalho assinada, conta própria, empregado com registro [CNPJ], empregado sem registro, membro de cooperativa com ou sem registro e trabalhador não remunerado). Definiu-se, então, a variável binária empregado para aqueles indivíduos que tenham relatado ser empregados com carteira de trabalho assinada, militar, funcionário público ou empregado sem carteira de trabalho assinada.

Para a amostra selecionada de empregados, considerou-se também duas outras variáveis: trabformal e lnsal. A variável binária trabformal indica, para o grupo de jovens empregados, se a relação de trabalho é definida legalmente, ou seja, se a carteira de trabalho foi assinada. Já a variável lnsal apresenta o valor do logaritmo do salário/hora.

Além das características do trabalho principal atual, a pesquisa SWTS também registra informações retrospectivas sobre o histórico de emprego. A partir dessas informações, foi possível criar a variável last_satisf, que indica qual o nível de satisfação do indivíduo com o trabalho anterior. Essa variável apresenta os mesmos valores que a variável satisfação com o atual emprego. Acredita-se que indivíduos que estivessem insatisfeitos no trabalho anterior, possivelmente, estariam satisfeitos no emprego atual.

Criou-se também variáveis binárias para cada uma das grandes regiões brasileiras, controlando-se, assim, a grande disparidade regional existente no Brasil. Vale ressaltar que a natureza dos dados em corte transversal não permite controlar a heterogeneidade não observável, embora isso seja importante, pois pode haver mecanismos de seleção devido a variáveis omitidas correlacionadas com mudanças na satisfação no trabalho.

Ressalta-se que as evidências estatísticas apresentadas aqui não são capazes de implicar causalidade, porém, associadas à revisão de literatura, fundamentaram a especificação do modelo empírico e orientaram as expectativas sobre os sinais dos parâmetros das variáveis de controle.

3 Resultados e discussão

A seguir, são apresentadas as estatísticas descritivas das variáveis utilizadas nas análises.

Em termos de satisfação, observa-se na Tabela 4 que a grande maioria dos jovens se encontra muito satisfeita com o trabalho atual. Todavia, aproximadamente 12% indica estar insatisfeito em algum nível. Esse alto índice de satisfação pode estar associado à dificuldade de se encontrar um posto de trabalho e, ao conseguir, os mesmos já se sentem satisfeitos.

Tabela 4
Frequência e porcentagem para os diferentes níveis de satisfação no trabalho atual de jovens de 15 a 29 anos no Brasil

Nível de satisfação no trabalho atual	Freq.	%
Insatisfeito	76	4,46
Um pouco insatisfeito	135	7,86
Um pouco satisfeito	532	31,04
Muito satisfeito	970	56,64
Total	1.713	100

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT.

Na Tabela 5, observa-se a distribuição da satisfação no trabalho nos diferentes grupos de adequação. A grande maioria está satisfeita com o trabalho atual. Os níveis de satisfação variam pouco entre cada um dos grupos de adequação. O que se pretende verificar é se há uma relação entre a qualificação excessiva e o nível de satisfação para os jovens brasileiros.

Tabela 5
Relação entre adequação e nível de satisfação no trabalho em porcentagem

Nível de satisfação no trabalho atual	Adequação (%)
	Sobre-educado	Adequado	Sub-educado	Total
Insatisfeito	4,44	4,94	4,15	4,47
Um pouco insatisfeito	6,93	8,12	8,10	7,88
Um pouco satisfeito	34,00	30,72	30,08	31,05
Muito satisfeito	54,63	56,22	57,67	56,59
Total	100	100	100	100

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT.

A Tabela 6 apresenta as estatísticas descritivas das variáveis utilizadas nas diferentes especificações do modelo próbite ordenado, com exceção da variável satisfação, já apresentada anteriormente. Os dados apresentados na Tabela 6 são aqueles utilizados na estimação dos modelos 1, 2 e 3, ou seja, os modelos mais gerais.

Tabela 6
Estatística descritiva das variáveis utilizadas no modelo

Variável	Obs	Média	Desvio padrão	Min	Max
Super qualificado	1569	0,1950287	0,3963491	0	1
Adequado	1569	0,3371574	0,4728899	0	1
Baixa qualificação	1569	0,4678139	0,4991221	0	1
Lastsatisf	1569	2,462715	0,7946203	0	3
Idade	1569	23,20841	3,931237	15	29
Idade2	1569	554,0752	178,7579	225	841
Sexo	1569	0,6156788	0,4865895	0	1
Branco	1569	0,3709369	0,4832096	0	1
Secundário	1569	0,1727215	0,3781268	0	1
Estuda	1569	0,2511154	0,433793	0	1
Chefe	1569	0,2160612	0,4116877	0	1
Problema saúde	1569	0,2606756	0,4391432	0	1
Pobre	1569	0,6182282	0,4859759	0	1
Empregado	1569	0,7718292	0,4197871	0	1
Trabformal	1569	0,5188018	0,4998057	0	1
Lnsal	1132	0,8244322	2,444134	−5,76	7,05
Região Norte	1569	0,0892288	0,2851646	0	1
Região Centro-Oeste	1569	0,067559	0,2510676	0	1
Região Nordeste	1569	0,248566	0,4323194	0	1
Região Sul	1569	0,1472275	0,3544456	0	1
Região Sudeste	1569	0,4474187	0,4973861	0	1

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT.

Com relação às características dos indivíduos, observa-se que a idade média é de 23 anos, sendo 61% da amostra do sexo masculino. Quanto à raça, 37% se autodeclararam branco ou amarelo. Em termos educacionais, apenas 17,2% concluíram o ensino médio e 25,11% ainda continuam os estudos.

Do total de indivíduos, 21,6% é chefe do domicílio e 61,8% se autodeclarara pobre. Em termos de bem-estar, 26% disse ter pelo menos um problema de saúde, um valor relativamente alto considerando que este público é constituído de jovens.

Os entrevistados podem ser empregados ou trabalharem por conta própria. Para os indivíduos empregados, apenas 51,8% deles possui um emprego formal, indicando um alto valor de trabalho informal entre os jovens brasileiros.

A amostra foi realizada nas cinco regiões geográficas brasileiras. A participação na amostra é aproximadamente de 9% para a região Norte, 6% para a região Centro-Oeste, 24% para a região Nordeste, 14% para a região Sul e 44% para a região Sudeste.

Na Tabela 7, são apresentados os resultados do modelo econométrico para a satisfação no trabalho dos indivíduos, classificados de acordo com a escala de quatro pontos discutida anteriormente. Foi estimado o modelo próbite ordenado, pois ele é adequado para modelar fenômenos cuja variável dependente seja discreta e qualitativa, apresentando duas ou mais categorias ordenadas. Nesse modelo, a variável dependente assumiu valores inteiros entre 0 (caso esteja insatisfeito) e 3 (para muito satisfeito), inclusive os extremos.

Tabela 7
Resultados estimados do modelo próbite ordenado em diferentes especificações

Variáveis	Modelos
	1	4	7	2	5	8	3	6	9
Sobre-educação	−0,1213	−0,1583*	−0,1388*	−0,1096	−0,2007*	−0,1511	−0,4572	−0,4242	−0,4378
	(0,091)	(0,094)	(0,084)	(0,104)	(0,110)	(0,096)	(0,295)	(0,294)	(0,283)
Adequação	-	−0,0370	-	-	−0,0910	-	-	0,0330	-
	-	(0,078)	-	-	(0,096)	-	-	(0,168)	-
Sub-educado	0,0370	-	-	0,0910	-	-	−0,0330	-	-
	(0,078)	-	-	(0,096)	-	-	(0,168)	-	-
Lastsatisf	1,0363***	1,0363***	1,0376***	1,1421***	1,1421***	1,1438***	0,9232***	0,9232***	0,9216***
	(0,062)	(0,062)	(0,062)	(0,082)	(0,082)	(0,082)	(0,119)	(0,119)	(0,119)
Idade	−0,2433**	−0,2433**	−0,2426**	−0,4780***	−0,4780***	−0,4776***	0,1154	0,1154	0,1153
	(0,111)	(0,111)	(0,111)	(0,142)	(0,142)	(0,142)	(0,229)	(0,229)	(0,230)
Idade2	0,0057**	0,0057**	0,0057**	0,0105***	0,0105***	0,0105***	−0,0014	−0,0014	−0,0014
	(0,002)	(0,002)	(0,002)	(0,003)	(0,003)	(0,003)	(0,005)	(0,005)	(0,005)
Sexo	0,1497**	0,1497**	0,1430**	0,1106	0,1106	0,0951	0,3772**	0,3772**	0,3833**
	(0,070)	(0,070)	(0,068)	(0,082)	(0,082)	(0,079)	(0,166)	(0,166)	(0,162)
Branco	0,0793	0,0793	0,0806	0,1081	0,1081	0,1085	−0,0669	−0,0669	−0,0714
	(0,075)	(0,075)	(0,075)	(0,089)	(0,089)	(0,089)	(0,167)	(0,167)	(0,168)
Secundário	0,2291**	0,2291**	0,2142*	0,1900	0,1900	0,1515	0,4937	0,4937	0,5032
	(0,112)	(0,112)	(0,110)	(0,128)	(0,128)	(0,122)	(0,353)	(0,353)	(0,355)
Estuda	0,0564	0,0564	0,0582	−0,0288	−0,0288	−0,0236	0,2476	0,2476	0,2460
	(0,099)	(0,099)	(0,099)	(0,114)	(0,114)	(0,113)	(0,238)	(0,238)	(0,239)
Chefe	−0,0872	−0,0872	−0,0880	−0,0806	−0,0806	−0,0834	−0,3252*	−0,3252*	−0,3245
	(0,088)	(0,088)	(0,087)	(0,100)	(0,100)	(0,100)	(0,197)	(0,197)	(0,198)
Problemassaúde	−0,0656	−0,0656	−0,0656	−0,0793	−0,0793	−0,0821	−0,0396	−0,0396	−0,0430
	(0,074)	(0,074)	(0,074)	(0,094)	(0,094)	(0,094)	(0,156)	(0,156)	(0,155)
Pobre	−0,1653**	−0,1653**	−0,1672**	−0,1462*	−0,1462*	−0,1500*	−0,4132***	−0,4132***	−0,4127***
	(0,070)	(0,070)	(0,070)	(0,085)	(0,085)	(0,085)	(0,156)	(0,156)	(0,156)
Trabformal	-	-	-	0,3205***	0,3205***	0,3298***	-	-	-
	-	-	-	(0,090)	(0,090)	(0,090)	-	-	-
lnsal	-	-	-	0,0328**	0,0328**	0,0318**	-	-	-
	-	-	-	(0,016)	(0,016)	(0,016)	-	-	-
Empregado	0,0310	0,0310	0,0296	-	-	-	-	-	-
	(0,082)	(0,082)	(0,082)	-	-	-	-	-	-
Observações	1.569	1.569	1.569	1.132	1.132	1.132	312	312	312

• Fonte: Pesquisa SWTS, OIT. Erro-padrão entre parênteses. *, **, *** denotam significância estatística ao nível de 10%, 5% e 1%, respectivamente. Controle regional e peso amostral utilizados em todos os modelos estimados.

Foram realizadas três estimações² para três diferentes grupos, sendo eles: 1) todos os indivíduos que trabalham (incluindo os empregados e os conta própria) totalizando 1.569 observações; 2) o grupo apenas com empregados, com 1.132 observações; e 3) apenas com indivíduos que trabalham por conta própria, com 312 observações. Para cada grupo, foram realizadas três especificações distintas, totalizando 9 modelos. Essas especificações distintas levaram em consideração as possibilidades de grupos de controle da variável de interesse relacionada à adequação entre qualificação e ocupação, sendo esta adequação a principal variável de interesse deste estudo.

Os modelos 1, 2 e 3 foram estimados considerando todos os indivíduos que trabalhavam, independente de posição na ocupação. Para controlar essas diferenças, utilizou-se a variável binária empregado, controlando, desse modo, o fato de determinados indivíduos serem empregados e não conta própria. Observa-se um efeito negativo e estatisticamente significativo nos modelos 2 e 3 da variável de interesse super_qualificado sobre a satisfação no trabalho, ou seja, o indivíduo ter escolaridade maior do que a necessária para a atividade que realiza está negativamente associado à satisfação no trabalho.

A diferença entre os modelos 1, 2 e 3 é a variável omitida em cada um dos casos. No primeiro modelo omitiu-se a variável adequação, no segundo a variável baixa_qualificação e, no terceiro, as duas categorias conjuntamente.

Os modelos 4, 5 e 6 foram estimados considerando, apenas, os indivíduos que trabalhavam como empregados. Assim, foi excluída a variável empregado e pôde-se incluir duas novas variáveis de controle: trabformal e lnsal. Nessas especificações, apenas para o modelo 5 houve um efeito negativo e estatisticamente significativo da variável de interesse super_qualificado sobre a satisfação no trabalho. Vale ressaltar que esse efeito foi maior do que os encontrados nas especificações anteriores, em que se considerou todos os indivíduos.

Tanto a variável trabformal quanto a lnsal apresentaram efeito positivo e estatisticamente significativo sobre a satisfação no trabalho, de modo que o indivíduo ter um trabalho formal e um maior salário/hora está positivamente relacionado com a satisfação no trabalho. Esse resultado era esperado, pois o trabalho formal oferece garantias ao trabalhador, assim como maiores salários proporcionam maior satisfação (embora não seja o único motivador). Reis (2015) identificou a importância dos desajustes ocupacionais sobre o rendimento no caso brasileiro, encontrando um efeito negativo e significativo do excesso de qualificação.

Os modelos 7, 8 e 9 foram estimados apenas para os indivíduos que trabalham por conta própria. Em nenhuma das especificações os resultados estimados da variável de interesse super_qualificado foram estatisticamente significativos. Isso pode ter ocorrido devido ao pequeno número de observações. Todavia, vale ressaltar que em todas as especificações a magnitude dos coeficientes estimados da variável super_qualificado foram maiores se comparados aos demais.

Em todas as nove colunas da Tabela 7, o coeficiente estimado da variável last_satis foi positivo e estatisticamente significativo. Isso demonstra a importância dessa variável no entendimento da satisfação no trabalho atual. Assim sendo, a satisfação no último trabalho está positivamente associada à satisfação no trabalho atual.

A variável pobre também apresentou resultado estatisticamente significativo em todas as colunas da Tabela 7. Entretanto, esse resultado foi negativo. Ou seja, o fato de o indivíduo se autodeclarar pobre está negativamente associado à satisfação no trabalho atual.

As variáveis idade, idade2, sexo e secundário apresentam coeficientes estimados estatisticamente significativos para alguns casos. Especificamente para as duas últimas variáveis, os coeficientes estimados foram positivos. Assim, ser homem e possuir segundo grau completo estão positivamente associadas à satisfação no trabalho. Estes resultados são consistentes com resultados conhecidos de outros trabalhos realizados em outros países, como Hinks (2009), Abugre (2014) e Falco et al. (2015), que avaliaram a satisfação no trabalho em países do continente africano.

Além dos controles utilizados, tentou-se identificar os setores de ocupação, como feito por Rienzo et. al. (2016). Todavia, dado o pequeno número de observações, tal análise não foi possível de ser realizada.

De maneira geral, as estimativas, quando estatisticamente significativas, evidenciam o impacto negativo da qualificação excessiva sobre a satisfação no trabalho. Importante destacar, ainda, que os resultados são consistentes com os encontrados na literatura para os outros países. Allen e Van Der Velden (2001) e Rienzo et. al. (2016), por exemplo, também encontraram efeito negativo e significativo do impacto da qualificação excessiva sobre a satisfação no trabalho, respectivamente, na Holanda e em países da África Oriental.

Verhofstadt e Omey (2003) argumentam que a sobre-educação tem um impacto negativo muito evidente sobre a satisfação no trabalho, porém, para a sub-educação, os autores encontraram resultados diferentes para homens e mulheres. O baixo nível de escolaridade tem um impacto negativo apenas para as mulheres; a sub-educação para os homens parece contribuir positivamente para a satisfação no trabalho quando controladas as características do trabalho. No presente trabalho, para indivíduos subqualificados, em alguns modelos encontrou-se resultados positivamente relacionados à satisfação, embora não sejam estatisticamente significativos.

Considerações finais

O fenômeno da qualificação excessiva tende a ocorrer quando há um número insuficiente de empregos compatíveis dado um certo nível educacional. A incompatibilidade entre oferta e demanda força alguns indivíduos a aceitar trabalhos para os quais estão excessivamente qualificados. Dessa maneira, a hipótese aqui testada foi de que o excesso de qualificação afeta negativamente a satisfação dos jovens no trabalho.

Usando o modelo próbite ordenado, os resultados evidenciaram, utilizando diferentes especificações, uma relação negativa e significativa da qualificação excessiva sobre a satisfação no trabalho. Além disso, o indivíduo ter um trabalho formal e um maior salário/hora, está positivamente relacionado com a satisfação no trabalho. Esse resultado era esperado, pois o trabalho formal oferece garantias ao trabalhador, assim como maiores salários proporcionam maior satisfação (embora não seja o único motivador).

Assim, acredita-se que, conjuntamente às políticas de incentivo à formação profissional, novas e melhores condições de trabalho sejam criadas, a fim de demandar esses profissionais qualificados.

Esses resultados contribuem para a literatura existente, em especial sobre o bem-estar, que de fato não é muito analisado nos países em desenvolvimento, em especial no Brasil, como observado na revisão de literatura apresentada na introdução deste trabalho.

Assim, os resultados encontrados poderão atrair a atenção dos formuladores de políticas públicas, bem como de organizações não-governamentais para a importância não só da criação de novos postos de trabalho, mas também da criação de oportunidades de emprego com qualidade para os jovens brasileiros. Isso poderia ser feito através da criação de agência de empregos que conectem os jovens recém formados com o mercado de trabalho. Ou mesmo o fomento de estágios curriculares mais robustos nos cursos técnicos e superiores.

A amostra aqui utilizada, por mais que seja representativa estaticamente, foi limitante nas especificações dos modelos devido ao pequeno número de observações. Outro fato que também limitou a análise aqui apresentada foi a amostra ser em corte transversal, o que impossibilita que os jovens sejam acompanhados ao longo do tempo e que características não observáveis sejam controladas. Recomenda-se, nesse sentido, que novas pesquisas, com mais observações e, se possível, a partir de painel de dados, sejam realizadas a fim de tentar entender esses desajustes no mercado de trabalho para que a mão de obra de jovens brasileiros possa ser alocada de maneira mais eficiente.

• 1
  Ásia e Pacífico: Bangladesh, Camboja, Nepal, Samoa, Vietnã; • Europa Oriental e Ásia Central: Antiga República Iugoslava da Macedônia, Armênia, Federação Russa, Quirguistão, República da Moldávia, Ucrânia; • América Latina e Caribe: Brasil, Colômbia, El Salvador, Jamaica, Peru; • Oriente Médio e Norte da África: Egito, Jordânia, Territórios Palestinos Ocupados, Tunísia; • África Subsaariana: Benin, Libéria, Madagáscar, Malawi, República Unida da Tanzânia, Togo, Uganda, Zâmbia.
• 2
  Os resultados apresentados não podem ser discutidos como efeitos marginais. Como descrito na metodologia, os coeficientes estão relacionados diretamente com os valores da variável latente y* e não com os valores da variável categórica observada y. Assim, para cada valor das variáveis dependentes, bem como das variáveis exógenas, existe um efeito marginal distinto.
• JEL: I21, I25, J38.

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  29 Jul 2022
• Data do Fascículo
  May-Aug 2022

Histórico

• Recebido
  22 Set 2020
• Aceito
  16 Nov 2021