Impacto da gravidez na adolescência sobre a educação e mercado de trabalho no Brasil

Impact of teenage pregnancy on education and the labor market in Brazil

Resumo

Muitas adolescentes abandonam a escola durante a gravidez ou após o nascimento de um filho, o que compromete sua trajetória educacional e pode, posteriormente, dificultar a sua inserção no mercado de trabalho. Diante disso, este estudo tem por objetivo analisar os efeitos da gravidez na adolescência sobre a educação (conclusão do ensino médio e superior) e mercado de trabalho (salário/hora e formalidade). Para tanto, foram utilizados os dados da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) de 2019, aplicando o método Propensity Score Matching (PSM). As evidências mostraram que engravidar durante a adolescência reduz as chances de concluir o ensino superior e tem um efeito negativo sobre o salário/hora, em comparação com mulheres que engravidaram na fase adulta. Quando o grupo de controle é composto por mulheres que nunca engravidaram, os efeitos negativos sobre as variáveis ​​do mercado de trabalho tornam-se ainda mais acentuados para aquelas que engravidaram na adolescência, reduzindo as chances de inserção no mercado formal e os níveis salariais.

Palavras-chave:
Gravidez; Adolescência; Propensity score matching

Abstract

Many adolescents drop out of school during pregnancy or after the birth of a child, which compromises their educational trajectory and may subsequently hinder their insertion into the labor market. Given this context, this study aims to analyze the effects of adolescent pregnancy on educational outcomes-specifically the completion of high school and higher education-and on labor market outcomes, considering indicators such as hourly wages and formal employment. To this end, data from the 2019 Brazilian National Health Survey (Pesquisa Nacional de Saúde - PNS) were used, applying the Propensity Score Matching (PSM) method. The evidence shows that becoming pregnant during adolescence reduces the likelihood of completing higher education and has a negative effect on hourly wages compared to women who became pregnant in adulthood. When the control group is composed of women who have never been pregnant, the negative effects on labor market outcomes are even more pronounced for those who became pregnant during adolescence, reducing the likelihood of formal employment and lowering wage levels.

Keywords:
Pregnancy; Adolescence; Propensity score matching

1. Introdução

Nas últimas décadas, a participação das mulheres na força de trabalho apresentou crescimento significativo. No Brasil, essa participação passou de 27% em 1980 para 44% em 2018. Paralelamente, verificou-se um aumento nos anos de estudo entre as mulheres. Em 1960, a média de escolaridade feminina era de 1,7 ano, já em 1991, cresceu para 4,2 anos, e em 2018, atingiu uma média de 8,9 anos de estudo (IBGE 2019).

Simultaneamente aos fenômenos destacados, observou-se também nas últimas décadas que a taxa de fecundidade brasileira vem diminuindo. Enquanto em 1960 a média de filhos era de 6,2 por mulher, em 1980 caiu para 4,1 e em 2015 chegou a apenas 1,7 (IBGE 2015). Embora a taxa de fecundidade tenha diminuído, a gravidez na adolescência continua significativa.

Em 2015, a participação das adolescentes na taxa de fecundidade total foi de 17,4% (IBGE 2015). Segundo os dados do Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos (SINASC), meninas e jovens entre 10 e 19 anos representaram, em 2018, 15,5% do total de partos registrados no Brasil. Nos anos de 2019 e 2020, verificou-se uma redução desse percentual, com estimativas em torno de 14,7% e 14%, respectivamente.

De acordo com a Federação Brasileira das Associações de Ginecologia e Obstetrícia (2020), a cada sete crianças nascidas no Brasil, uma é filha de mãe adolescente, e estima-se que, a cada hora, cerca de 48 crianças são geradas por mães adolescentes. Esses números são ainda mais expressivos quando se consideram apenas as meninas entre 10 e 14 anos, pois, em 2019, foram notificados 19.330 nascimentos. Isso evidencia que, a cada meia hora, uma menina torna-se mãe entre os 10 e 14 anos de idade. Todavia, houve uma tendência de redução em períodos mais recentes, em que foram contabilizados 14.293¹ partos em 2022 e 13.909 em 2023 (Daltoé, Cardieri e Soares 2024).

Apesar dessa redução, a gravidez na adolescência ainda constitui um importante desafio social e de saúde pública. Nesse sentido, a gravidez na adolescência pode gerar consequências que afetam tanto a mãe quanto o filho. Entre os impactos na saúde materna, são comuns os casos de anemia, doença hipertensiva, desproporção céfalo-pélvica, infecção urinária, complicações no parto e puerpério. Ademais, a gravidez na adolescência pode comprometer a trajetória educacional e profissional, como maiores taxas de abandono e evasão escolar, redução das chances de ingresso no ensino superior e barreiras à entrada no mercado de trabalho (Jolly et al. 2000; Almeida, Aquino e Barros 2006; Martins et al. 2011). Quanto ao recém-nascido, ocorrem frequentemente o baixo peso ao nascer e maior chance de prematuridade (Jolly et al. 2000; Martins et al. 2011).

Evidências empíricas para o Brasil, apresentadas por Kassouf et al. (2020), indicam que a gravidez na adolescência está associada a um aumento de 9 a 12 pontos percentuais na participação dessas mulheres no mercado de trabalho e uma redução de 12 pontos percentuais na probabilidade de inserção em empregos formais. Esse resultado pode ser explicado pelo fato de que, em famílias de baixa renda, as jovens mães entram no mercado de trabalho para sustentar os seus filhos, optando frequentemente por empregos mais flexíveis e informais. Além disso, o nível de educação dessas mulheres é afetado, resultando em média, em uma redução de 1,3 ano na escolaridade e uma queda de cerca de 28% sobre os rendimentos.

Diante desse contexto, este estudo tem por objetivo analisar os efeitos da gravidez na adolescência sobre a educação (conclusão do ensino médio e superior) e mercado de trabalho (salário/hora e formalidade) no Brasil. Para isso, foram utilizados os dados da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) de 2019, empregando o método Propensity Score Matching (PSM). Com isso, também se estimou um modelo de regressão logística (modelo logit) a fim de analisar os fatores que influenciam a probabilidade de engravidar durante a adolescência.

Este estudo avança em relação à literatura por analisar os impactos da gravidez precoce (engravidar antes dos 20 anos de idade) sobre a educação e o mercado de trabalho de mulheres na fase adulta, comparando com as mulheres que nunca engravidaram e aquelas que engravidaram após os 19 anos de idade. Para fins de comparação, na literatura nacional, tem-se a pesquisa de Santos, Pazello e Anazawa (2021) que analisou os efeitos da gravidez na adolescência sobre os resultados econômicos utilizando as PNADs de 1992 a 2009, porém, com efeitos de curto prazo.

Além desta introdução, este estudo está organizado por quatro seções adicionais. A seção 2 evidencia uma revisão de literatura (internacional e nacional), destacando estudos empíricos sobre os efeitos da gravidez precoce. A seção 3 descreve a base de dados e a estratégia empírica adotada para analisar o objetivo central deste estudo. Em seguida, são evidenciadas as estatísticas descritivas, resultados do modelo logit e do PSM, além da análise de sensibilidade. Por fim, têm-se as considerações finais.

2. Revisão da literatura

O período da adolescência é marcado por transformações biológicas e psicossociais, onde mudanças comportamentais, curiosidades, busca por novas experiências e maturação sexual contribuem para a construção da identidade desses indivíduos, que desejam criar sua própria figura pessoal em meio à sociedade. Contudo, certos comportamentos praticados por essa faixa etária podem acarretar diversas consequências, entre elas a gravidez não planejada (Ferreira et al. 2014). Nesse sentido, é necessário enfatizar estudos empíricos que analisam a gravidez precoce, tanto a nível internacional quanto nacional, destacando os riscos e os impactos que esse evento pode gerar sobre a vida das adolescentes.

2.1. Literatura Internacional

Em âmbito internacional, diversos estudos têm buscado identificar os fatores associados à ocorrência da gravidez precoce, bem como os impactos que esse evento pode gerar na trajetória educacional e profissional das adolescentes. Nessa perspectiva, Wado, Sully e Mumah (2019) analisaram as características que influenciam as chances de gravidez na adolescência, com foco em países como Quênia, Tanzânia, Uganda, Malawi e Zâmbia. De modo geral, os autores relataram que níveis mais altos de escolaridade e de riqueza reduzem a probabilidade de ser mãe antes dos 20 anos, enquanto a idade da primeira relação sexual se mostra um aspecto importante no aumento dessa probabilidade.

Enquanto isso, Merrill et al. (2023) destacaram que os diversos tipos de violência (física, emocional ou sexual) sofridos por adolescentes do sexo feminino em Uganda, estão associados a maior probabilidade de gravidez não planejada. De modo semelhante, na Colômbia, Ruiz-Sternberg et al. (2024) analisaram a relação entre a gravidez precoce e a exposição à violência entre adolescentes, os autores constataram que as meninas sujeitas a diferentes formas de violência, como punição física, sexo indesejado e assédio sexual apresentam maiores probabilidades de engravidar durante a adolescência.

Nos Estados Unidos, Lee (2010) analisou os efeitos da maternidade na adolescência sobre os resultados socioeconômicos. Os achados apontaram que mães adolescentes têm cerca de 40% menos chances de frequentar ou concluir um ensino superior, 15% menos probabilidade de estarem empregadas, 12% menos chances de participarem da força de trabalho e cerca de 10% menos chances de trabalhar em tempo integral.

Assini-Meytin e Green (2015) estudaram as consequências da parentalidade na adolescência em uma comunidade afro-americana de Chicago (EUA). Utilizaram dados longitudinais coletados quando os participantes tinham 32 anos (1992-1993) e 42 anos (2002-2003). Os resultados apontaram que aos 32 anos, as mães que tiveram filhos na adolescência apresentavam maior probabilidade de estarem desempregadas, viverem em situação de pobreza, depender de assistência social, maior chance de abandono do ensino médio e menor rendimento. Entre os homens com 32 anos que foram pais durante a adolescência, percebeu-se maior probabilidade de estarem desempregados, embora não tenha sido encontrada diferença no nível educacional. Aos 42 anos de idade, os efeitos da maternidade na adolescência permaneceram entre as mulheres, enquanto para os homens, não.

Em um estudo realizado no Chile, Berthelon e Kruger (2017) estimaram os efeitos médios da maternidade na adolescência sobre a educação e no mercado de trabalho no período de 1990 a 2013. Com base na aplicação do método PSM, os achados mostraram que ter filhos durante a adolescência tem impactos negativos sobre os resultados educacionais, com menor probabilidade de conclusão do ensino médio, de se matricular no ensino superior, além de resultar, em média, em 1,7 ano a menos de escolaridade. O mesmo ocorre para o mercado de trabalho, levando as mulheres a terem empregos de menor rendimento.

Especificamente para Madagascar, na África Subsaariana, Herrera Almanza e Sahn (2018) analisaram o impacto da gravidez na adolescência sobre o capital humano. Utilizando dados longitudinais de 2004 a 2012, constataram que a ocorrência de gravidez precoce aumenta em 42 pontos percentuais a probabilidade de abandono escolar e reduz em 44 pontos percentuais a conclusão do ensino secundário (equivalente ao ensino médio).

De outra vertente, Rosenbaum (2020) em seu estudo para a Dinamarca, investigou os efeitos da gravidez precoce sobre o mercado de trabalho no período de 1980 a 2014, considerando mulheres que deram à luz antes dos 25 anos de idade. Para fins de comparação, foram consideradas três amostras: a primeira composta por irmãs que tiveram e não tiveram filhos precocemente; a segunda por mulheres que tiveram filhos antes dos 25 anos e aquelas que tiveram aborto espontâneo antes dessa idade; e a terceira amostra parecida com a anterior, porém formada apenas por irmãs. As evidências apontaram que a gravidez precoce reduz o rendimento em 18,4% e a escolaridade em 0,62 anos, para amostra de irmãs. Na amostra 2, os efeitos foram menores, com redução de 9% nos rendimentos e de 0,59 anos de educação. Já para a amostra 3, os resultados não foram significativos.

Chakraborty e Villa (2024) analisaram os efeitos da maternidade e da paternidade na adolescência sobre os resultados educacionais e no mercado de trabalho nas Filipinas. Os achados mostraram que as mães adolescentes têm menor probabilidade de participação no mercado de trabalho, o contrário se observa para os pais adolescentes. Em relação à educação, os efeitos de tornar-se pai ou mãe durante a adolescência está associado a um maior risco de abandono escolar, além de ambos terem maiores chances de se inserir no mercado de trabalho informal.

Já para a África Ocidental, Ayadi, Onodipe e Adepoju (2025) examinaram o impacto da gravidez precoce sobre o nível educacional das mães na Nigéria. Utilizando uma amostra composta por adolescentes entre 15 e 19 anos de idade, os autores verificaram uma redução em quase dois anos e meio no nível educacional dessas mães jovens, além de uma diminuição de 25% na probabilidade de conclusão do ensino médio.

2.2. Literatura Nacional

Estudos nacionais (Ferreira et al. 2014; Ribeiro et al. 2019) verificam que o principal motivo pelo qual existe um alto número de gestantes no período da adolescência é que elas mantêm relações sexuais com seus parceiros sem o uso de preservativo. No entanto, ainda que muitas adolescentes tenham o conhecimento da importância dos métodos contraceptivos, dificuldades associadas ao acesso a serviços de saúde, educação sexual e contexto social e familiar acabam comprometendo sua utilização, ficando expostas a riscos. Além disso, algumas enfrentam desafios em convencer o parceiro a usar preservativo, em um cenário caracterizado pela expectativa de que elas mostrem compromisso e segurança em seus relacionamentos. Tais situações denotam que essas ações partem não apenas de uma decisão pessoal, mas refletem as pressões sociais e culturais que influenciam de maneira específica meninas e mulheres.

Nesse sentido, ao analisarem as características da gravidez na adolescência entre jovens de baixa renda, Diniz e Koller (2012) identificaram que a ocorrência inesperada desse evento está associada a múltiplos fatores, como o consumo de bebidas alcoólicas, a convivência com o parceiro e o início precoce da vida sexual. Contudo, os autores ressaltam que a maternidade precoce não deve ser entendida como resultado de um único fator causal, mas como um fenômeno multifacetado, decorrente da interação de diversas condições sociais, comportamentais e relacionais que favorecem sua ocorrência.

Cruz, Carvalho e Irffi (2016), ao utilizarem os dados da Pesquisa Nacional de Demografia e Saúde da Criança e da Mulher (PNDS 2006), analisaram o perfil socioeconômico, demográfico, cultural e regional das mulheres que passaram pela maternidade na adolescência, considerando as diferentes macrorregiões do Brasil. A partir da aplicação de um modelo logit, os autores identificaram que mulheres residentes fora da região Norte, criadas em famílias de religião católica ou evangélica, com maior nível de escolaridade e que utilizaram métodos contraceptivos na primeira relação sexual apresentavam menor probabilidade de engravidar durante a adolescência.

Da mesma forma, Aguiar et al. (2024) empregaram os dados da Pesquisa Nacional de Saúde Escolar (PeNSE) de 2019, para identificar os fatores relacionados à gravidez precoce entre estudantes brasileiras. Em suma, destacaram que características como cursar o ensino fundamental, abandonar a escola por razões de insegurança, sofrer abuso sexual e o consumo de drogas ilícitas contribuem para maiores probabilidades de engravidar na adolescência. No entanto, fatores como o nível socioeconômico (NSE) e morar nas regiões Norte, Sul, Sudeste e Centro-Oeste estão associados a menores probabilidades de ocorrência desse evento.

Ao analisar os impactos da gravidez precoce, Abramovay, Castro e Waiselfisz (2015) realizaram uma pesquisa com 8.283 estudantes do ensino médio regular (EM), da Educação de Jovens e Adultos (EJA) e do Projovem Urbano (PJU). Os resultados indicaram que aproximadamente 18% das estudantes do sexo feminino declararam ter abandonado a escola em razão da gravidez, enquanto entre os estudantes do sexo masculino esse percentual foi de apenas 1,3%. Ademais, entre os alunos que reprovaram, 6,6% apontaram a gravidez como o motivo da repetência.

Sob outra perspectiva, Narita e Diaz (2016) estudaram os efeitos da maternidade na adolescência sobre o desempenho educacional e no mercado de trabalho. Os autores construíram um pseudo-painel a partir das PNADS de 1992-2004 e os dados do DATASUS 1981-1992, aplicando um modelo de regressão. Encontraram que uma redução da gravidez na adolescência em um desvio-padrão está associada a um aumento de 9,2% nas chances de conclusão do ensino médio e 5,4% na participação no mercado de trabalho. Além disso, uma redução de um desvio-padrão na gravidez precoce resulta em um aumento salarial de 1,1%.

Kassouf et al. (2020),² utilizando dados da Pesquisa Nacional de Saúde de 2013, controlaram o problema de endogeneidade da maternidade na adolescência por meio do uso de variáveis instrumentais. Para isso, empregaram como instrumentos a idade da menarca e a ocorrência de aborto espontâneo, estimando os modelos pelo método de Mínimos Quadrados em Dois Estágios (2SLS). O estudo evidenciou que a gravidez na adolescência impacta negativamente a participação dessas jovens no trabalho formal, reduzindo suas chances de participação em 12%. Em contrapartida, isso resulta em um aumento de 9% a 11% nas possibilidades de ingresso no mercado de trabalho informal. Os resultados ainda mostraram uma redução em torno de 30% no salário das mulheres que tiveram seus filhos entre os 10 e 19 anos de idade.

Do mesmo modo, Santos, Pazello e Anazawa (2021), com base nos dados das PNADs de 1992 a 2009, analisaram o impacto da gravidez precoce sobre os resultados socioeconômicos dessas mães em um período de curto prazo. Como estratégia para tratar o problema da endogeneidade existente entre a ocorrência de filhos e os resultados socioeconômicos, utilizaram a incidência de natimortos para a criação do contrafactual e estimaram um modelo logit binomial. Os autores identificaram que a presença desse fenômeno está associada a uma redução de 18,8 pontos percentuais nas chances de frequentar a escola, cerca 10 pontos percentuais nas chances de obter pelo menos o ensino fundamental completo e uma diminuição de aproximadamente 13,7 pontos percentuais na probabilidade de ingresso no mercado de trabalho.

Com base na literatura apresentada, pode-se destacar que os fatores relacionados à incidência de gravidez na adolescência não se restringem somente a decisões individuais, mas também refletem fatores econômicos, culturais e regionais que permeiam a vida de meninas e mulheres. Isso contribui para prejuízos tanto na trajetória educacional quanto profissional dessas mulheres, além de implicações para a saúde materna e infantil.

Este estudo avança em relação à literatura nacional ao analisar de forma mais abrangente os impactos da gravidez precoce sobre os resultados educacionais e laborais na vida adulta das mulheres (após os 19 anos de idade). Entre os estudos nacionais que tratam especificamente da gravidez na adolescência, apenas Narita e Diaz (2016), Kassouf et al. (2020) e Santos, Pazello e Anazawa (2021) analisam seus efeitos sobre a escolaridade e/ou a inserção no mercado de trabalho. No entanto, o presente estudo diferencia-se dos anteriores por adotar uma abordagem metodológica distinta, baseada em técnicas semiparamétricas, enquanto os trabalhos mencionados utilizam predominantemente modelos paramétricos.

3. Metodologia

3.1. Base de dados

Os dados utilizados neste estudo são provenientes da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) de 2019,³ conduzida pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) em parceria com o Ministério da Saúde, cujo objetivo foi coletar informações sobre condições de saúde da população. Essa pesquisa trata-se de um inquérito domiciliar de esfera nacional, com participação de indivíduos com idade igual ou superior a 15 anos.

A PNS utiliza como plano amostral a amostragem conglomerada em três estágios. As unidades primárias de amostragem são os setores censitários; no segundo estágio, são selecionados os domicílios; e, no terceiro estágio, os moradores com 14 anos ou mais de idade. As unidades primárias de amostragem da pesquisa são extraídas da Amostra Mestra⁴, sendo realizada por amostragem aleatória simples.

No presente estudo,⁵ adotou-se como critério para a especificação das adolescentes, a faixa etária entre 10 e 19 anos, seguindo a Organização Mundial de Saúde (OMS). Foram consideradas apenas as mulheres (excluindo-se os homens) acima de 19 anos de idade (ou seja, na fase adulta) e que responderam o Módulo S do questionário: Pré-Natal. Foram excluídas da amostra as mulheres com mais de 60 anos de idade, uma vez que este grupo apresenta baixa representatividade no mercado de trabalho formal, e, frequentemente, ausência de informações consistentes sobre renda do trabalho.

O módulo sobre saúde da mulher foi respondido por mulheres com 15 anos ou mais de idade, selecionadas aleatoriamente nos domicílios da amostra da PNS. Dentre os aspectos pesquisados tem-se a verificação de pré-natal, exames preventivos, menstruação, planejamento familiar, contracepção, etc. Nesse sentido, o módulo S foi respondido especificamente pelas mulheres de 15 anos ou mais de idade que já tiveram pelo menos um parto.

Para as estimações, foram considerados dois grupos de controle: mulheres que engravidaram na fase adulta (grupo de controle 1) e mulheres que nunca engravidaram (controle 2). A partir das questões do módulo S, identificou-se a data do último parto e comparou-se com a idade da mulher no momento da pesquisa - fase adulta. Como não há informações sobre os outros possíveis partos durante a adolescência das mulheres que engravidaram durante a fase adulta, considerou-se apenas aquelas que tiveram um único parto e com idade igual ou superior a 20 anos. As variáveis consideradas no modelo estão descritas no Quadro 1, a seguir:

Quadro 1
Descrição das Variáveis utilizadas

Variável Resposta	Descrição das Variáveis
Salário/ hora	Variável contínua: indica o rendimento mensal por horas trabalhadas no emprego principal
Formalidade	Variável binária: 1 se a mulher trabalha com carteira de trabalho assinada, 0 se trabalha sem carteira de trabalho assinada
Ensino Superior	Variável binária: 1 se a mulher concluiu a graduação, 0 caso contrário
Ensino Médio	Variável binária: 1 se a mulher concluiu o ensino médio, 0 caso contrário
Variável Dependente
Gravidez na Adolescência 1	Variável binária: 1 se engravidou durante a adolescência (antes dos 20 anos), 0 se engravidou após essa faixa etária
Gravidez na Adolescência 2	Variável binária: 1 se engravidou durante a adolescência (antes dos 20 anos), 0 se nunca engravidou
Variável Independente
Branca	Variável binária: 1 se a mulher se declara de cor branca, 0 caso contrário
Idade	Variável contínua: indica a idade da mulher no momento da pesquisa
Cônjuge	Variável binária: 1 se a mulher possui cônjuge, 0 caso contrário
Id_Primeira_Relação	Variável contínua: indica a idade da primeira relação sexual da mulher
Urbana	Variável binária: 1 se a mulher reside em área urbana, 0 se residir em área rural
Norte	Variável binária: 1 se a mulher reside no Norte, 0 caso contrário
Nordeste	Variável binária: 1 se a mulher reside no Nordeste, 0 caso contrário
Sudeste	Variável binária: 1 se a mulher reside no Sudeste, 0 caso contrário
Sul	Variável binária: 1 se a mulher reside no Sul, 0 caso contrário
Centro-Oeste	Variável binária: 1 se a mulher reside no Centro-Oeste, 0 caso contrário
Mercado de Trabalho6
Trabalha	Variável binária: 1 se a mulher trabalhou em alguma atividade remunerada durante a semana de referência, 0 caso contrário
Mais de um Trabalho	Variável binária: 1 se a mulher tinha mais de um trabalho na semana de referência, 0 se tinha apenas um trabalho

• Fonte: Elaboração própria a partir da PNS (2019).
• Nota: Foi utilizado como dummy de referência a região Nordeste.

Importante ressaltar que os autores Kassouf et al. (2020) e Santos, Pazello e Anazawa (2021) controlaram a endogeneidade da gravidez na adolescência utilizando a presença de natimortos para a construção de um grupo de controle e como variável instrumental. No entanto, diferentemente da edição de 2013, a PNS de 2019 não incluiu questões específicas sobre aborto, seja espontâneo ou provocado, tampouco informações sobre o número de filhos nascidos vivos.

Diante dessa ausência de informações diretas no questionário, buscou-se uma estratégia indireta para identificar possíveis ocorrências de aborto, relacionando a variável referente à gravidez com a de número de partos. Assim, considerou-se como hipótese de aborto os casos em que a mulher declarou já ter engravidado, mas informou não ter tido nenhum parto. Entretanto, nos dados não foram identificados registros de mulheres que tenham engravidado e não tenham realizado partos durante a adolescência; tais ocorrências foram verificadas apenas entre mulheres que engravidaram na fase adulta. Em razão dessa limitação, não foi possível controlar a endogeneidade da gravidez na adolescência.

2.2. Propensity Score Matching

Para atingir o objetivo deste estudo, foi empregado o método Propensity Score Matching (PSM) desenvolvido por Rosenbaum e Rubin (1983) cujo objetivo é encontrar grupos de controle comparáveis ao grupo de tratamento por meio do pareamento, baseado em suas características observáveis. Ademais, utilizou-se a regressão logística (logit) para estimar a probabilidade de pertencer ao grupo de tratamento com base nas características observáveis.

O uso do PSM, em comparação a outras metodologias, é particularmente adequado para reduzir o viés de seleção, pois permite comparar indivíduos inseridos em uma região de suporte comum entre os grupos de tratamento e controle. Dessa forma, o método contribui para mitigar a endogeneidade decorrente da seleção não aleatória, ao impedir comparações inadequadas, como entre adolescentes que engravidaram e aquelas com probabilidade muito baixa de engravidar, o que poderia gerar estimativas enviesadas do efeito do tratamento. Outra vantagem é que, por se tratar de um método semiparamétrico, o PSM não exige a imposição de uma forma funcional específica entre as variáveis explicativas e as de interesse. Além disso, os estimadores obtidos são mais eficientes e não sofrem com problemas de multicolinearidade (Lee 2010).

Assim, o escore de propensão é definido como a probabilidade condicional de receber o tratamento, dado o conjunto de características observáveis:

$P\left(X\right)=\mathrm{Pr}(T=1|X)=E(T|X)$

Onde T = 1 mulheres que engravidaram durante a adolescência (tratamento); X é o vetor de características observáveis descritas anteriormente no quadro 1. A estratégia de estimação consiste em dividir a amostra de mulheres em três grupos: mulheres que engravidaram na adolescência (grupo de tratamento); mulheres que engravidaram na fase adulta (grupo de controle 1); e mulheres que nunca engravidaram (controle 2). Em função disso, permite-se calcular o efeito médio do tratamento sobre os tratados (ATT), dado por:

$ATT=E\left[T_i=\mathrm{1,}p\left(X_i\right)\right]-E[Y_i\left(0\right)|T_i=\mathrm{1,}p\left(X_i\right)]$

Neste caso, o efeito médio do tratamento é calculado como a diferença média entre os resultados (rendimento/hora, probabilidade de estar na formalidade e probabilidade de conclusão do ensino médio ou superior) dos grupos de tratamento e controle com o escore de propensão similar. A hipótese nula de não haver diferença no resultado entre tratados e controles deve ser rejeitada para que haja diferença estatisticamente significativa.

A amostra inicial era composta por 105.182 mulheres, sendo 69.682 que nunca engravidaram (controle 2), 33.452 que tiveram a primeira gestação na vida adulta (controle 1) e 2.048 que engravidaram na adolescência (tratamento). Após o PSM, observou-se que os resultados educacionais mantiveram maior número de observações no suporte comum em comparação aos laborais. Para conclusão do ensino médio e ensino superior, na comparação com controle 1, permaneceram 1.765 tratadas e 28.212 controles; já em relação ao controle 2, permaneceram 1.765 tratadas e 7.237 controles. Para as variáveis do mercado de trabalho, houve redução da amostra devido à disponibilidade de dados apenas entre mulheres ocupadas. Para formalidade, na comparação com o controle 1, permaneceram 616 tratadas e 6.968 controles, e com controle 2, 616 tratadas e 2.586 controles. Para salário-hora, na comparação com controle 1, 951 tratadas e 13.327 controles foram mantidas, e com controle 2, 951 tratadas e 4.289 controles.

A fim de testar a importância dos resultados obtidos, estimou-se os seguintes métodos de pareamento: i) vizinho mais próximo com k=1; ii) vizinho mais próximo com k=5; iii) Raio; iv) e Kernel.

3.3. Análise de Sensibilidade

O teste de Sensibilidade (limites de sensibilidade de Rosenbaum) verifica a existência de variáveis omitidas que possam influenciar a atribuição ao grupo de tratamento, caracterizando o viés da variável omitida (Rosenbaum 2002). Essa análise permite avaliar se o modelo empregado é afetado pela ausência ou presença de variáveis, o que poderia comprometer a identificação de efeitos causais (Cavalcanti 2015). Assim, busca-se determinar o impacto da alteração de uma variável sobre os resultados do modelo.

O procedimento adotado consiste na introdução de um parâmetro de sensibilidade, Γ (Gamma), que indica a magnitude do viés não observado. Quando Γ é igual a um, não há viés não observado. Já valores superiores a 1 indicam a possível presença de viés. Para verificar esses resultados, observa-se o valor de p ajustado. Se significativo, sugere-se que os resultados são robustos frente a um viés não observado.

4. Resultados

4.1. Análise Descritiva

Nesta subseção apresenta-se a análise das estatísticas descritivas das variáveis consideradas nos modelos logit e PSM, levando em conta o recorte de dados utilizados neste estudo. A amostra é composta por 69.682 (66,26%) mulheres que nunca engravidaram, 33.452 (31,8%) que engravidaram na fase adulta e 2.048 (1,94%) que engravidaram na adolescência.

A Tabela 1 mostra as estatísticas descritivas para cada grupo, considerando as variáveis: cor/raça, idade, idade da primeira relação sexual, possuir cônjuge e situação censitária. Observa-se que a proporção de mulheres autodeclaradas brancas é menor entre as que engravidaram na adolescência (26,98%) e maior entre as que nunca engravidaram (37,95%) e entre as que tiveram a primeira gestação na vida adulta (36,18%).

Quanto à idade no momento da pesquisa, verifica-se que as mulheres com histórico de gravidez na adolescência possuem, em média, 37 anos. Já aquelas que engravidaram somente após os 19 anos, apresentam média etária de aproximadamente 51 anos, enquanto as mulheres que nunca gestaram possuem média de 44 anos.

Em relação à média de idade da primeira relação sexual, percebe-se que as mulheres que engravidaram entre os 10 e 19 anos relataram ter iniciado a atividade sexual aos 15 anos, enquanto as que estiveram grávidas após essa fase, apresentou média de 18 anos, e as que nunca engravidaram, aproximadamente 19 anos. Esses dados evidenciam a relevância dessa variável na explicação da gravidez precoce, já que mulheres que se tornaram mães na adolescência iniciaram relações sexuais com menos idade do que aquelas que não engravidaram nesse período. Esses achados associam-se às conclusões de Diniz e Koller (2012), aos quais ressaltaram que o início precoce da vida sexual se manifesta como fator preponderante para a ocorrência de gravidez na adolescência.

Tabela 1
Estatística Descritiva segundo ocorrência ou não de gravidez na adolescência - Brasil, 2019

Variáveis	Engravidou na Adolescência		Engravidou na fase Adulta		Não Engravidou
	Média	DP	Média	DP	Média	DP
Branca	26,98	0,444	36,18	0,481	37,95	0,485
Idade	36,59	15,110	50,50	15,996	44,48	17,150
Id_primeira_relação	15,32	2,076	18,10	3,706	18,80	4,930
Cônjuge	56,75	0,496	53,79	0,499	58,70	0,492
Urbana	77,86	0,415	79,50	0,404	79,62	0,403
Observações	2.048		33.452		69.682

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS 2019.
• Nota: DP = Desvio Padrão.

No que se refere à presença de cônjuge, mais da metade das mulheres declararam estar em união conjugal: 56,75% entre aquelas que engravidaram na adolescência, 53,79% entre as que engravidaram apenas na vida adulta e 58,70% entre as que nunca estiveram grávidas. Por fim, em relação à situação censitária, observa-se predominância de mulheres residentes em áreas urbanas nos três grupos analisados, com percentuais próximos a 80%.

O Gráfico 1, a seguir, apresenta a proporção de mulheres considerando as regiões do Brasil. Ressalta-se que as taxas de gravidez precoce são maiores em regiões consideradas menos desenvolvidas economicamente como Nordeste e Norte, com percentuais de 36,97% e 21,83%, respectivamente. Ademais, o menor valor foi registrado na região Sul, com 11,43%. Esses resultados estão em consonância com os achados de Cruz, Carvalho e Irffi (2016) que evidenciam que na região Norte mais de 70% das mulheres engravidaram antes dos 19 anos, seguida pelo Nordeste (56,4%), com percentual superior à média nacional (55,5%).

Gráfico 1
Proporção de mulheres que engravidaram na adolescência, na fase adulta e que nunca engravidaram por Região - Brasil, 2019

Sob outra perspectiva, o Gráfico 2 exibe o nível de escolaridade para os grupos de mulheres considerados. Ao analisar os dados, nota-se que entre as mulheres que engravidaram na fase adulta, 43,2% não completaram ao menos o ensino fundamental completo (Sem Instrução). Esse resultado sugere que fatores sociais, econômicos e educacionais, podem estar contribuindo para este atraso escolar, especialmente, a escolaridade dos pais, renda familiar e ausência de políticas de incentivo à permanência na escola. Esse achado corrobora as conclusões de Santos, Pazello e Anazawa (2021), que demonstraram que a presença de filhos pode induzir as adolescentes a desistirem da escola, comprometendo seu o nível de escolaridade.

Gráfico 2
Proporção de mulheres que engravidaram na adolescência, durante a fase adulta e das que nunca engravidaram segundo o nível de escolaridade - Brasil, 2019

Além disso, apenas 8,7% das mulheres que engravidaram entre os 10 e 19 anos concluíram o ensino superior. Entre aquelas cuja primeira gestação ocorreu após os 20 anos, esse percentual sobe para 15,1%, e entre as que nunca engravidaram, para 18,96%. Esses resultados indicam que a maternidade na idade adulta ou a ausência de gravidez tem uma relação maior com a conclusão do ensino superior entre as mulheres.

O Gráfico 3 apresenta as variáveis relacionadas ao mercado de trabalho, incluindo estar trabalhando, trabalho formal, ter mais de um trabalho e o salário por hora.⁷ Observa-se que entre as mulheres que engravidaram na adolescência, 47,48% declararam estar trabalhando, aproximadamente 52% possuíam emprego com contrato formal e cerca de 47,01% relataram ter mais de um trabalho.

Por outro lado, entre as mulheres que nunca engravidaram, 44,63% declararam estar trabalhando, 60,26% estavam em ocupações formais e 54,02% possuíam mais de um vínculo de trabalho. Já entre aquelas que engravidaram apenas na fase adulta, 40,97% encontravam-se empregadas, prevalecendo também o trabalho formal e a realização de múltiplas atividades laborais.

Gráfico 3
Proporção de mulheres que engravidaram na adolescência, na fase adulta e das que nunca engravidaram, segundo as características do mercado de trabalho - Brasil, 2019

Levando em conta a questão salarial, percebe-se uma diferença média no valor ganho por horas trabalhadas. As mulheres que engravidaram depois dos 20 anos recebem, em média, R$14,34/hora, aquelas que jamais ficaram grávidas, R$14,42/hora, e as que tiveram gravidez precoce, R$9,96/hora. Essa disparidade evidencia os possíveis impactos da maternidade na adolescência sobre as expectativas das mulheres, uma vez que o baixo nível educacional alcançado tende a dificultar o acesso a empregos com maior remuneração e aumentar a inserção em trabalhos informais.

4.2. Resultados do modelo de probabilidade (logit)

Com o objetivo de calcular o escore de propensão estimado, utilizou-se o modelo de regressão logística ou modelo logit. Essa abordagem permite calcular a probabilidade de pertencer ao grupo de tratamento com base em características observáveis. Dessa forma, busca-se analisar os fatores que influenciam a probabilidade de engravidar durante a adolescência.

A Tabela 2 exibe os coeficientes do modelo logit para a probabilidade de gravidez na adolescência de mulheres adultas, considerando as características observáveis. Para a interpretação dos resultados, levou-se em consideração a razão de chance (odds ratio - OR) que indica a diferença percentual nas chances de ocorrência da gravidez precoce em relação às demais variáveis.⁸

Observa-se que ser de cor branca reduz em aproximadamente 32,5% as chances de engravidar antes dos 20 anos. Esse resultado corrobora os achados de Jonas et al. (2016), que também identificaram menor probabilidade de ocorrência de gravidez na adolescência entre meninas brancas (62,6%). Além disso, percebe-se que quanto maior a idade, no momento da pesquisa, maiores são as chances de ter vivenciado gravidez na adolescência.

Tabela 2
Resultado do modelo logit para a probabilidade de gravidez na adolescência - Brasil, 2019

Variáveis	Coeficiente	Erro Padrão	Odds Ratio	Erro Padrão
Branca	-0,393***	0,075	-0,675***	0,051
Idade	0,006**	0,003	1,006**	0,003
Id_primeira_relação	-0,528***	0,017	-0,589***	0,010
Cônjuge	-0,086	0,068	-0,918	0,062
Urbana	-0,433***	0,085	-0,649***	0,055
Norte	0,077	0,093	1,081	0,099
Sudeste	-0,375***	0,092	-0,687***	0,063
Sul	-0,244**	0,112	-0,783**	-0,088
Centro-Oeste	0,057	0,110	1,059	0,117
Constante	8,094***	0,292	3.276,38***	956,95

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS (2019).
• Notas: Níveis de significância: ***1%, **5% e *10%.

Uma das variáveis que reduz as chances de gravidez precoce é a idade da primeira relação sexual. Ou seja, quanto mais tarde as mulheres iniciarem sua atividade sexual, menores são as chances de gravidez na adolescência (- 41,1%). Neste caso, o início da atividade sexual em idade mais avançada pode diminuir o tempo de exposição a possíveis ocorrências de gravidez precoce. Esse resultado está em consonância com as conclusões de Wado, Sully e Mumah (2019), que, ao analisarem os determinantes da gravidez na adolescência, identificaram que uma menor idade de iniciação sexual está positivamente associada à ocorrência de gestação precoce.

O fato de residir em áreas urbanas (35,1%) e morar nas regiões Sudeste (31,3%) e Sul (21,7%), em comparação com a região Nordeste, também está associado à redução da ocorrência de gravidez precoce. Nesse sentido, autores como Cruz, Carvalho e Irffi (2016) destacaram que dentre os fatores que se associam a uma menor chance de engravidar precocemente, inclui-se morar em ambiente urbano. De forma semelhante, Aguiar et al. (2024) enfatizaram que residir em regiões como o Sul e o Sudeste está significativamente associado a menores chances de incidência da gravidez antes dos 20 anos.

4.3. Efeito médio da exposição usando PSM

Esta seção mostra os resultados do impacto da gravidez na adolescência, sobre as variáveis educacionais e de mercado de trabalho, utilizando dois grupos de controle: (1) mulheres que engravidaram na fase adulta; (2) mulheres que nunca engravidaram. A análise foi conduzida com base em diferentes métodos de pareamento: Nearest K=1 (vizinho mais próximo), Nearest K=5 (cinco vizinhos mais próximos), Radius e Kernel.

Além da análise visual, foram realizados testes de balanceamento da amostra, incluindo o Pseudo R², o teste da Razão de Verossimilhança (LR Chi²), o viés médio e o viés mediano. Esses indicadores foram avaliados antes e depois do pareamento para cada método aplicado, conforme apresentado na Tabela 3.

Na comparação entre os testes, os métodos que apresentaram melhor desempenho foram aqueles nos quais se observou redução do Pseudo R² e dos vieses médio e mediano após o pareamento. O teste da Razão de Verossimilhança (LR Chi²) deve indicar a inexistência de diferença estatisticamente significativa entre os grupos de tratamento e controle. Assim, para o grupo de controle 1, modelos com melhor desempenho, considerando as variáveis Ensino Médio, Ensino Superior e Salário/hora, foram o Nearest K=1 e o Nearest K=5. Para a variável Formalidade, o método Kernel apresentou desempenho ligeiramente superior ao Nearest K=1. Já no caso do grupo de controle 2, para todas as variáveis analisadas, os melhores resultados foram obtidos com os métodos Kernel e Nearest K=5.

Para a seleção final entre os modelos, adotou-se a análise visual da sobreposição entre os grupos (Apêndice A) como critério complementar de validação. Considerando conjuntamente os testes de balanceamento e a verificação de sobreposição, os modelos escolhidos foram: Nearest K=1 para o grupo de controle 1 e para o grupo de controle 2, os métodos Nearest K=5 e Kernel (este último aplicado apenas à variável Formalidade, em razão de sua significância estatística).

Tabela 3
Testes de Balanceamento

	Ensino médio
Modelo	Pseudo R2		LR Chi2		p>chi2		Viés médio		Viés mediano
	C 1	C 2	C 1	C 2	C 1	C 2	C 1	C 2	C 1	C 2
Não Pareado	0,149	0,192	1993,27	1707,66	0,000	0,000	26,4	21,7	11,1	7,0
Nearest k=1	0,001	0,003	4,16	15,92	0,901	0,068	1,5	3,8	1,5	3,1
Nearest K=5	0,001	0,001	4,15	4,21	0,901	0,897	1,8	2,0	1,7	2,0
Radius	0,194	0,184	448,13	165,75	0,000	0,000	26,1	28,3	10,6	24,7
Kernel	0,005	0,001	26,00	4,64	0,002	0,865	3,8	1,7	1,5	1,3
	Ensino Superior
Não Pareado	0,149	0,192	1993,27	1707,66	0,000	0,000	26,4	21,7	11,1	7,0
Nearest k=1	0,001	0,003	4,16	15,92	0,901	0,068	1,5	3,8	1,5	3,1
Nearest K=5	0,001	0,001	4,15	4,21	0,901	0,897	1,8	2,0	1,7	2,0
Radius	0,194	0,184	448,13	165,75	0,000	0,000	26,1	28,3	10,6	24,7
Kernel	0,005	0,001	26,00	4,64	0,002	0,865	3,8	1,7	1,5	1,3
	Salário/ hora
Não Pareado	0,149	0,192	1993,27	1707,66	0,000	0,000	26,4	21,7	11,1	7,0
Nearest k=1	0,002	0,004	5,45	10,86	0,794	0,285	2,3	4,3	2,8	4,9
Nearest K=5	0,003	0,001	8,32	2,11	0,503	0,990	2,7	1,2	3,1	0,3
Radius	0,167	0,159	125,61	52,13	0,000	0,000	21,5	23,6	8,1	15,2
Kernel	0,005	0,001	12,01	1,46	0,213	0,997	2,7	1,3	0,7	1,1
	Formalidade
Não Pareado	0,149	0,192	1993,27	1707,66	0,000	0,000	26,4	21,7	11,1	7,0
Nearest k=1	0,002	0,003	4,25	4,68	0,894	0,862	2,8	3,4	2,5	3,5
Nearest K=5	0,002	0,001	3,62	2,02	0,935	0,991	3,1	1,9	2,5	1,8
Radius	0,134	0,141	40,94	20,09	0,000	0,017	22,2	20,8	11,2	17,1
Kernel	0,003	0,001	4,88	1,16	0,844	0,999	2,2	1,4	1,0	1,1

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS (2019).
• Nota: C 1 = Controle 1; C 2 = Controle 2.

As Tabelas 4 e 5 exibem os resultados do efeito médio do tratamento sobre os tratados (ATT) para cada um dos métodos de pareamento. Na Tabela 4, percebe-se que o impacto estimado da gravidez precoce sobre as chances de conclusão do nível superior foi negativo e significante em todos os modelos, tendo como grupo de controle as mulheres que engravidaram na fase adulta. O modelo Nearest K=1 indica que mulheres que engravidaram antes dos 20 anos tem uma redução estimada de 8,8 pontos percentuais na probabilidade de concluir o ensino superior em comparação às que engravidaram na vida adulta. Por sua vez, considerando como grupo de controle as mulheres que nunca engravidaram, verifica-se uma diminuição estimada dessa probabilidade em 8,9 pontos percentuais, conforme o método Nearest K=5.

Essas evidências corroboram os achados de Lee (2010) que identificou que as mulheres que se tornam mães na adolescência têm cerca de 40% menos chances de frequentar ou concluir o ensino superior. Da mesma forma, Berthelon e Kruger (2017) também verificaram que engravidar precocemente associa-se a uma menor chance de ingresso e permanência em cursos de nível superior. Tais resultados reforçam o quanto a maternidade precoce prejudica a trajetória educacional das adolescentes, uma vez que essa experiência tende a interromper o processo de escolarização e reduzir as possibilidades de obter uma graduação.

Quanto à probabilidade de conclusão do ensino médio, a estimativa do modelo Nearest K=5 indica que a maternidade antes dos 20 anos reduz em cerca de 3,7 pontos percentuais as chances de concluir o ciclo da educação básica, em comparação às mulheres que nunca engravidaram. Esses resultados estão em consonância com as evidências de Berthelon e Kruger (2017) que apontaram uma menor chance de concluir o ensino médio entre adolescentes que vivenciaram a gravidez precoce. Efeitos semelhantes também foram observados por Herrera Almanza e Sahn (2018) e por Ayadi, Onodipe e Adepoju (2025) que identificaram reduções de 44 pontos percentuais e 25%, respectivamente, na chance de finalização dessa etapa de ensino.

Por outro lado, o método Nearest K=1 indica que engravidar na adolescência está associado a um aumento estimado de 3,6 pontos percentuais na probabilidade de completar o ensino médio, quando comparado às mães que engravidaram na fase adulta. Esse resultado, embora não seja sustentado pela literatura, pode refletir características específicas da amostra analisada, principalmente entre adolescentes que conseguiram conciliar a maternidade com a continuidade dos estudos. Ademais, é possível supor que essas mulheres tenham tido maior suporte familiar ou se beneficiado de políticas voltadas à permanência na escola.

Tabela 4
Efeito médio do tratamento sobre a probabilidade de concluir o ensino superior e o ensino médio - Brasil, 2019

Modelo	Mulheres que engravidaram na fase adulta		Mulheres que nunca engravidaram
	Ensino Superior	Ensino Médio	Ensino Superior	Ensino Médio
	ATT	ATT	ATT	ATT
Nearest K=1	-0,088*** (0,018)	0,036* (0,019)	-0,079*** (0,016)	-0,059*** (0,021)
Nearest K=5	-0,104*** (0,014)	0,033*** (0,014)	-0,089*** (0,012)	-0,037** (0,017)
Radius	-0,200*** (0,007)	0,079*** (0,012)	-0,206*** (0,007)	-0,023** (0,012)
Kernel	-0,105*** (0,013)	0,035*** (0,012)	-0,098*** (0,011)	-0,031** (0,015)

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS (2019).
• Nota: (a) Níveis de significância: ***1%, **5% e *10%; (b) Erro padrão entre parênteses.

Os resultados referentes às variáveis do mercado de trabalho, como valor do salário/hora e formalidade, estão apresentados na Tabela 5. Nesse sentido, o método Nearest K=1 apresentou uma estimativa negativa, indicando que as mulheres que passaram por uma gestação precoce auferem, em média, uma redução estimada de aproximadamente R$2,40 no salário/hora, quando comparadas às mulheres que engravidaram na fase adulta. No caso do grupo de controle 2, foi observado uma diminuição em cerca de R$4,07 o salário/hora, em relação às mulheres que jamais estiveram grávidas (Nearest K=5).

Diante disso, as evidências demonstram que engravidar antes dos 20 anos afeta negativamente os ganhos no mercado de trabalho. Esse efeito, portanto, pode ser explicado em razão do baixo nível educacional dessas mães, uma vez que a gravidez precoce interrompe a continuação dos estudos. Os resultados encontrados por Kassouf et al. (2020) confirmam esses achados, mostrando que a maternidade na adolescência está associada a uma redução de aproximadamente 30% no salário das mulheres.

Tabela 5
Efeito médio do tratamento sobre o salário/hora e a formalidade no mercado de trabalho - Brasil, 2019

Modelo	Mulheres que engravidaram na fase adulta		Mulheres que nunca engravidaram
	Salário/hora	Formalidade	Salário/hora	Formalidade
	ATT	ATT	ATT	ATT
Nearest K=1	-2,404*** (0,998)	0,044 (0,033)	-4,201*** (0,991)	-0,047 (0,035)
Nearest K=5	-3,633*** (0,979)	0,016 (0,025)	-4,071*** (0,749)	-0,036 (0,028)
Radius	-7,521*** (0,357)	-0,003 (0,020)	-7,632*** (0,355)	-0,111*** (0,020)
Kernel	-3,179*** (0,901)	0,020 (0,023)	-3,245*** (0,685)	-0,046* (0,026)

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS (2019).
• Nota: (a) Níveis de significância: ***1%, **5% e *10%; (b) Erro padrão entre parênteses.

De modo geral, as evidências indicaram que o efeito estimado da gravidez precoce sobre o salário/hora foi mais expressivo quando se considerou como grupo de controle as mulheres que nunca engravidaram. Resultados semelhantes também foram observados por Sousa e Aguiar (2021) que identificaram diferenças salariais significativas entre mulheres com filhos e sem filhos.

Em relação à formalidade, ao considerar como grupo de controle as mulheres que engravidaram na fase adulta, as estimativas não apresentaram significância estatística. Entretanto, pelo método Kernel, observou-se uma redução estimada de 4,6 pontos percentuais na probabilidade de ocuparem trabalho formal para as adolescentes que se tornaram mães precocemente, em comparação com as mulheres que nunca engravidaram.

Tais evidências corroboram os achados de Berthelon e Kruger (2017) que destacaram que passar pela maternidade antes dos 20 anos provoca impactos negativos sobre o acesso ao mercado de trabalho, direcionando as mulheres para cargos de menor remuneração. Além disso, efeitos negativos similares também foram observados por Chakraborty e Villa (2024) que indicaram menor chance de participação no mercado de trabalho, enquanto Kassouf et al. (2020) e Santos, Pazello e Anazawa (2021) enfatizaram que as chances de ingresso no mercado profissional são reduzidas em, respectivamente, 12% e 13,7 pontos percentuais.

Assim, os resultados indicaram que a estimativa do efeito se mostra mais relevante sobre o mercado de trabalho (salários e formalidade), possivelmente devido à dificuldade de alcançar níveis educacionais mais elevados, uma vez que muitas adolescentes abandonam a escola após a gestação. O estudo de Santos, Pazello e Anazawa (2021) apontou efeitos negativos e significativos de curto prazo da gravidez na adolescência, principalmente, sobre as variáveis educacionais (frequência escolar e conclusão do ensino fundamental). No longo prazo, os resultados deste estudo sugerem que os efeitos sobre o salário/hora permanecem expressivos, independentemente do grupo de controle, e que há redução nas chances de conclusão educacional, sobretudo, do ensino superior.

Em virtude das discussões expostas nesta subseção, mantêm-se uma certa cautela em relação a interpretação dos resultados, uma vez que as estimativas obtidas pelo método PSM consideram apenas diferenças observáveis entre os diferentes grupos analisados. Dessa forma, a ausência de variáveis instrumentais e a possível presença de viés devido a fatores não observáveis restringem a interpretação dos resultados de forma puramente causal.

4.4. Análise de Sensibilidade

As Tabelas B.1 e B.2, presentes no apêndice, apresentam os resultados da análise de sensibilidade para as variáveis de resultado relacionadas à educação e ao mercado de trabalho, considerando os diferentes métodos de pareamento.

Considerando como grupo de controle as mulheres que engravidaram na fase adulta, notou-se pela Tabela B.1 que todos os resultados de Q_mh+ e Q_mh- para o nível superior foram significantes em todas as técnicas de pareamento. Isso indica que os resultados são robustos a possíveis vieses não observados, sugerindo alta confiança na validade das conclusões sobre o impacto da gravidez precoce em relação à conclusão do ensino superior. Para o ensino médio, verifica-se que os p-valores obtidos para Nearest K=1 e K=5 não foram significativos em níveis baixos de Γ (Γ=1,2). Assim, recomenda-se cautela ao interpretar as estimativas relacionadas à conclusão do ensino médio, pois elas podem ser sensíveis a possíveis interferências de viés não observado.

Na Tabela B.2, observando ainda como controle as mulheres que engravidaram na fase adulta, percebeu-se que, para a variável Formal, os resultados indicaram robustez a diferentes níveis de viés não observado para Γ≥1,4. Isso significa que as estimativas para a chance de ingresso no trabalho formal são consistentes, mesmo diante da possível presença de fatores não observados. Para o salário/hora, não houve significância estatística nos métodos de pareamento analisados, sugerindo que os efeitos estimados podem ser influenciados por vieses não observados.

Considerando agora como grupo de controle as mulheres que nunca engravidaram, observou-se na Tabela B.3 que as evidências para as variáveis educacionais apresentam padrões semelhantes aos obtidos na análise anterior. Esses achados confirmam a robustez dos efeitos estimados sobre a conclusão do ensino médio e superior, mesmo diante da possível presença de fatores omitidos.

Na Tabela B.4, identificou-se que, para a variável formal, a significância de p_mh+ e a não significância de p_mh- indicaram que, mesmo considerando possíveis vieses não observados, o efeito do tratamento tende a ser positivo e significativo. Ou seja, os resultados positivos do tratamento são robustos e não facilmente refutáveis por fatores omitidos. Para a variável salário/hora, os p-valores elevados, não significativos em todas as técnicas de pareamento, demonstraram ausência de robustez, sugerindo que os resultados podem ser susceptíveis a omissão de variáveis importantes.

De maneira geral, os achados mostraram-se consistentes entre os diferentes métodos de emparelhamento. Entretanto, notou-se que o modelo utilizando o Nearest K=1, com o grupo de controle formado por mulheres que nunca engravidaram, apresentou o melhor desempenho nos testes de ajuste e uma maior robustez na análise de sensibilidade. Esse modelo manteve significância estatística mesmo para níveis elevados de Γ (≥1,8), indicando que os efeitos estimados são relativamente resistentes à presença de vieses não observados.

5. Considerações finais

Os efeitos da gravidez na adolescência são evidentes, pois os desafios e mudanças associados a esse evento podem interferir no projeto de vida das adolescentes. Assim, o presente estudo buscou avaliar os impactos da gravidez na adolescência sobre a educação e mercado de trabalho no Brasil. Para isso, utilizou-se os dados da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) de 2019, aplicando o método Propensity Score Matching (PSM). Além disso, empregou-se o modelo logit para analisar os fatores associados à probabilidade de gravidez na adolescência.

De acordo com as estatísticas descritivas, verificou-se que, entre as mulheres que engravidaram antes dos 20 anos, cerca de um terço não concluiu sequer o ensino fundamental, e apenas uma pequena parcela conseguiu concluir o ensino superior. Quanto ao mercado de trabalho, quase metade trabalhava, mas apresentava um salário/hora médio inferior ao das mulheres que engravidaram na idade adulta ou que nunca engravidaram. Além do mais, a maioria residia nas regiões Norte ou Nordeste e moravam em áreas urbanas. A análise do modelo logit revelou que características associadas a residir em áreas urbanas, autodeclarar-se branca, iniciar a atividade sexual em idade mais avançada e morar nas regiões Sul e Sudeste está relacionado a menores chances de gravidez precoce.

Os resultados estimados pelo método PSM mostraram que engravidar antes dos 20 anos está associado a uma menor chance de concluir o ensino superior, maior chance de conclusão do ensino médio, além de um menor salário por hora trabalhada, quando comparada às mulheres que engravidaram na idade adulta. Ademais, ao considerar como grupo de controle as mulheres que nunca engravidaram, observou-se uma menor probabilidade de concluir o ensino médio e superior, menor inserção em empregos formais e redução dos rendimentos por hora.

Embora esta pesquisa tenha se concentrado nas consequências da gravidez na adolescência sobre a educação e o acesso ao mercado de trabalho, é imprescindível reconhecer que esse fenômeno ultrapassa a dimensão das escolhas pessoais, sendo profundamente relacionada a questões estruturais que permeiam a vida das adolescentes. Situações de abuso e violência sexual, muitas vezes ignoradas nas estatísticas, podem desempenhar papel relevante no aumento da incidência da gravidez nessa faixa etária. Esses elementos, somados às barreiras políticas e culturais que dificultam a adoção de políticas de prevenção e assistência, reforçam a necessidade de compreender a gravidez precoce sob uma perspectiva social mais abrangente.

Com base nos resultados obtidos ao longo desse estudo, é imprescindível debater possíveis abordagens que venham a reduzir os efeitos adversos de engravidar na adolescência em relação a trajetória escolar e o acesso ao mercado de trabalho. Fatores associados ao fortalecimento de ações como iniciativas públicas de educação sexual em instituições de ensino, programas focados em saúde reprodutiva, e políticas que assegurem a manutenção das adolescentes na escola, podem contribuir para uma menor evasão escolar e maior chance de continuidade dos estudos. Além disso, iniciativas de capacitação profissional direcionadas para mulheres que passaram pela maternidade na adolescência podem ajudar na inclusão no mercado de trabalho, bem como na diminuição das disparidades salariais percebidas.

Vale destacar que a eficácia dessas ações depende, em grande parte, da superação de barreiras ideológicas e culturais que ainda limitam a execução de políticas de educação sexual e de planejamento familiar no país. No Brasil, embora haja iniciativas relevantes, como o Programa Saúde na Escola (PSE), o Programa de Saúde do Adolescente (PROSAD) e as ações de educação sexual previstas na Base Nacional Comum Curricular (BNCC), ainda há lacunas importantes quanto à efetividade dessas políticas. Muitas delas carecem de integração entre as áreas da saúde, educação e assistência social, além de mecanismos de monitoramento e avaliação de impacto que permitam mensurar seus resultados de forma consistente.

Nesse sentido, é necessário que sejam levadas em conta as limitações inerentes a essa pesquisa, principalmente em relação à base de dados utilizada. A PNS de 2019 não abrange dados sobre os casos de aborto/natimorto, o que pode levar à subestimação da incidência real de gravidez precoce. Essa restrição implica que elementos atribuídos à reprodução das mulheres podem não ter sido captados pelos dados disponíveis, o que, de maneira parcial, pode afetar as estimativas do efeito da gravidez precoce sobre os resultados avaliados. Apesar disso, esse estudo destaca-se pela sua colaboração à literatura ao ampliar a análise deste fenômeno sobre a educação e ingresso ao mercado de trabalho de mulheres na fase adulta. Ao comparar-se com mulheres que tiveram filhos após os 20 anos e com as que não engravidaram, os resultados se mostraram consistentes e corroboraram com as evidências da literatura nacional e internacional.

Para estudos futuros, deixa-se como sugestão a análise dos efeitos da paternidade durante a adolescência sobre as variáveis avaliadas neste estudo, educação e mercado de trabalho. Essa abordagem se justifica pelo fato de que a maioria dos estudos se concentra normalmente nas consequências da maternidade precoce para as mulheres, enquanto os impactos da paternidade e da responsabilidade com os filhos na trajetória escolar e profissional dos homens permanecem pouco explorados.

Referências

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  » https://doi.org/10.1186/s12884-019-2204-z

• DECLARAÇÃO DE DISPONIBILIDADE DE DADOS
  Os dados utilizados neste estudo estão disponíveis mediante solicitação ao autor. Dados adicionais e informações complementares também poderão ser fornecidos para fins de verificação ou replicação. A disponibilização está condicionada à inexistência de restrições de acesso público.
• JEL Classification
  J13; J24; I21.
• 1
  Quanto à situação censitária, 38,6% eram da região Nordeste, 23,9% no Norte, 22,2% no Sudeste, 8,2% no Centro-Oeste e 7,1% na região Sul. Quanto à cor/raça, 75,7% eram negras, 15,5% brancas e 6,3% eram indígenas.
• 2
  As análises foram feitas considerando as mulheres entre 20 e 49 anos que tiveram um filho antes dos 20 anos de idade.
• 3
  Através da PNS (2019) foi possível coletar informações de áreas urbanas e rurais, regiões metropolitanas e Unidades de Federação.
• 4
  A Amostra Mestra consiste em um conjunto de unidades de áreas selecionadas para atender as várias pesquisas domiciliares do IBGE.
• 5
  O estudo atual adota o intervalo de tempo compreendido entre agosto de 2019 e março de 2020, alinhando-se ao período de coleta de dados conduzido pela Pesquisa Nacional de Saúde (2019).
• 6
  Variáveis incluídas exclusivamente na análise descritiva, a fim de caracterizar de forma mais ampla o mercado de trabalho.
• 7
  Para as estimações econométricas considerou-se as variáveis salário/hora e formal para avaliar o efeito da gravidez na adolescência sobre o mercado de trabalho, porém considerou-se possuir trabalho e ter mais de um trabalho apenas nesta seção de descritiva.
• 8
  É importante ressaltar que os resultados destacados na análise do modelo logit, foram obtidos com base na diferença entre o resultado da razão de chance (odds ratio) e o valor total igual a 1.

APÊNDICE A

Gráfico A.1
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (1 - mulheres que engravidaram na fase adulta) - Ensino Superior

Gráfico A.2
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (2 - mulheres que nunca engravidaram) - Ensino Superior

Gráfico A.3
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (1- mulheres que engravidaram na fase adulta) - Ensino Médio

Gráfico A.4
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (2 - mulheres que nunca engravidaram) - Ensino Médio

Gráfico A.5
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (1 - mulheres que engravidaram na fase adulta) - Formal

Gráfico A.6
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (2 - mulheres que nunca engravidaram) - Formal

Gráfico A.7
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (1 - mulheres que engravidaram na fase adulta) - Salário/hora

Gráfico A.8
Densidade do Propensity Score entre os grupos de tratado e controle (2 - mulheres que nunca engravidaram) - Salário/hora

APÊNDICE B

Tabela B.1
Análise de Sensibilidade para as mulheres que engravidaram na adolescência (controle: mulheres que engravidaram na fase adulta) por diferentes técnicas de pareamento nos estimadores por PSM - Brasil, 2019

Ensino Superior
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	9,145	9,145	0,000	0,000	12,929	12,929	0,000	0,000
1,2	10,876	7,470	0,000	0,000	15,061	10,860	0,000	0,000
1,4	12,386	6,085	0,000	0,000	16,916	9,152	0,000	0,000
1,6	13,738	4,904	0,000	0,000	18,567	7,699	0,000	0,000
1,8	14,968	3,353	0,000	0,000	20,059	6,435	0,000	0,000
2	16,103	2,959	0,000	0,002	21,425	5,317	0,000	0,000
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	16,708	16,708	0,000	0,000	16,708	16,708	0,000	0,000
1,2	19,141	14,362	0,000	0,000	19,141	14,362	0,000	0,000
1,4	21,267	12,437	0,000	0,000	21,267	12,437	0,000	0,000
1,6	23,162	10,809	0,000	0,000	23,162	10,809	0,000	0,000
1,8	24,878	9,403	0,000	0,000	24,878	9,403	0,000	0,000
2	26,447	8,165	0,000	0,000	26,447	8,165	0,000	0,000
Ensino Médio
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	2,723	2,723	0,003	0,003	3,042	3,042	0,001	0,001
1,2	0,330	5,125	0,371	0,000	0,126	6,279	0,450	0,000
1,4	1,617	7,166	0,053	0,000	2,853	9,038	0,002	0,000
1,6	3,372	8,944	0,000	0,000	5,222	11,452	0,000	0,000
1,8	4,924	10,523	0,000	0,000	7,319	13,607	0,000	0,000
2	6,318	11,945	0,000	0,000	9,204	15,558	0,000	0,000
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	6,989	6,989	0,000	0,000	6,985	6,985	0,000	0,000
1,2	3,373	10,654	0,000	0,000	3,370	10,651	0,000	0,000
1,4	0,336	13,813	0,369	0,000	0,333	13,810	0,000	0,000
1,6	2,243	16,608	0,012	0,000	2,246	16,605	0,012	0,000
1,8	4,569	19,129	0,000	0,000	4,572	19,125	0,000	0,000
2	6,661	21,435	0,000	0,000	6,664	21,431	0,000	0,000

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS 2019.
• Nota: Q_mh+ = estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a sobre-estimação do efeito do tratamento; Q_mh-= estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a subestimação do efeito do tratamento; 𝑝 + = probabilidade de não rejeição da hipótese de sobre-estimação; 𝑝 - = probabilidade de não rejeição da hipótese de subestimação.

Tabela B.2
Análise de Sensibilidade para as mulheres que engravidaram na adolescência (controle: mulheres que engravidaram na fase adulta) por diferentes técnicas de pareamento nos estimadores por PSM - Brasil, 2019

Formal
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	0,974	0,974	0,165	0,165	0,238	0,238	0,406	0,406
1,2	0,408	2,480	0,342	0,007	1,634	2,204	0,051	0,014
1,4	1,680	3,757	0,046	0,000	3,299	3,872	0,000	0,000
1,6	2,784	4,868	0,003	0,000	4,749	5,325	0,000	0,000
1,8	3,760	5,853	0,000	0,000	6,036	6,616	0,000	0,000
2	4,636	6,738	0,000	0,000	7,196	7,779	0,000	0,000
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	0,081	0,081	0,468	0,468	0,078	0,078	0,469	0,469
1,2	2,250	2,004	0,012	0,023	2,247	2,007	0,012	0,022
1,4	4,095	3,847	0,000	0,000	4,092	3,850	0,000	0,000
1,6	5,708	5,458	0,000	0,000	5,705	5,461	0,000	0,000
1,8	7,148	6,894	0,000	0,000	7,145	6,897	0,000	0,000
2	8,453	8,195	0,000	0,000	8,450	8,198	0,000	0,000
Salário/hora
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	- 0,355	- 0,355	0,639	0,639	- 0,462	- 0,462	0,678	0,678
1,2	- 0,240	- 0,473	0,595	0,682	- 0,300	- 0,602	0,618	0,726
1,4	- 0,145	- 0,576	0,558	0,718	- 0,165	- 0,494	0,566	0,689
1,6	- 0,063	- 0,667	0,525	0,748	- 0,049	- 0,402	0,519	0,656
1,8	0,009	- 0,665	0,496	0,747	0,052	- 0,323	0,479	0,627
2	0,074	- 0,593	0,471	0,723	0,144	- 0,254	0,443	0,600
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	- 0,418	- 0,418	0,662	0,662	- 0,418	- 0,418	0,662	0,662
1,2	- 0,546	- 0,293	0,708	0,615	- 0,546	- 0,293	0,708	0,615
1,4	- 0,467	- 0,189	0,679	0,575	- 0,467	- 0,189	0,679	0,575
1,6	- 0,335	- 0,101	0,631	0,540	- 0,335	- 0,101	0,631	0,540
1,8	- 0,219	- 0,023	0,587	0,509	- 0,219	- 0,023	0,587	0,509
2	- 0,117	0,047	0,547	0,481	- 0,117	0,047	0,547	0,481

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS 2019.
• Nota: Q_mh+ = estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a sobre-estimação do efeito do tratamento; Q_mh-= estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a subestimação do efeito do tratamento; 𝑝 + = probabilidade de não rejeição da hipótese de sobre-estimação; 𝑝 - = probabilidade de não rejeição da hipótese de subestimação.

Tabela B.3
Análise de Sensibilidade para as mulheres que engravidaram na adolescência (controle: mulheres que nunca engravidaram) por diferentes técnicas de pareamento nos estimadores por PSM - Brasil, 2019

Ensino Superior
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	8,255	8,255	0,000	0,000	12,309	12,309	0,000	0,000
1,2	9,995	6,563	0,000	0,000	14,489	10,193	0,000	0,000
1,4	11,509	5,160	0,000	0,000	16,384	8,446	0,000	0,000
1,6	12,859	3,961	0,000	0,000	18,069	6,959	0,000	0,000
1,8	14,086	2,913	0,000	0,002	19,591	5,666	0,000	0,000
2	15,214	1,981	0,000	0,024	20,982	4,521	0,000	0,000
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	17,531	17,531	0,000	0,000	17,536	17,536	0,000	0,000
1,2	20,069	15,093	0,000	0,000	20,074	15,097	0,000	0,000
1,4	22,296	13,100	0,000	0,000	22,301	13,105	0,000	0,000
1,6	24,289	11,421	0,000	0,000	24,294	11,425	0,000	0,000
1,8	26,099	9,972	0,000	0,000	26,104	9,977	0,000	0,000
2	27,761	8,699	0,000	0,000	27,766	8,704	0,000	0,000
Ensino Médio
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	1,781	1,178	0,037	0,037	3,273	3,273	0,001	0,001
1,2	4,103	0,456	0,000	0,324	6,300	0,257	0,000	0,399
1,4	6,074	2,416	0,000	0,008	8,872	2,232	0,000	0,013
1,6	7,792	4,117	0,000	0,000	11,113	4,445	0,000	0,000
1,8	9,318	5,621	0,000	0,000	13,103	6,402	0,000	0,000
2	10,693	6,972	0,000	0,000	14,895	8,161	0,000	0,000
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	1,731	1,731	0,042	0,042	1,731	1,731	0,042	0,042
1,2	5,076	1,550	0,000	0,061	5,076	1,550	0,000	0,061
1,4	7,921	4,376	0,000	0,000	7,921	4,376	0,000	0,000
1,6	10,405	6,836	0,000	0,000	10,405	6,836	0,000	0,000
1,8	12,615	9,022	0,000	0,000	12,615	9,022	0,000	0,000
2	14,611	10,993	0,000	0,000	14,611	10,993	0,000	0,000

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS 2019.
• Nota: Q_mh+ = estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a sobre-estimação do efeito do tratamento; Q_mh-= estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a subestimação do efeito do tratamento; 𝑝 + = probabilidade de não rejeição da hipótese de sobre-estimação; 𝑝 - = probabilidade de não rejeição da hipótese de subestimação.

Tabela B.4
Análise de Sensibilidade para as mulheres que engravidaram na adolescência (controle: mulheres que nunca engravidaram) por diferentes técnicas de pareamento nos estimadores por PSM - Brasil, 2019

Formal
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	1,532	1,532	0,063	0,063	3,761	3,761	0,000	0,000
1,2	2,959	0,110	0,002	0,456	5,590	1,944	0,000	0,026
1,4	4,171	0,964	0,000	0,168	7,148	0,412	0,000	0,340
1,6	5,225	2,001	0,000	0,022	8,510	0,814	0,000	0,208
1,8	6,161	2,928	0,000	0,002	9,723	1,985	0,000	0,024
2	7,003	3,756	0,000	0,000	10,820	3,034	0,000	0,001
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	5,020	5,020	0,000	0,000	5,031	5,031	0,000	0,000
1,2	7,079	2,985	0,000	0,002	7,090	2,997	0,000	0,001
1,4	8,846	1,275	0,000	0,101	8,857	1,287	0,000	0,099
1,6	10,402	0,112	0,000	0,455	10,413	0,101	0,000	0,460
1,8	11,798	1,416	0,000	0,078	11,810	1,405	0,000	0,080
2	13,070	2,585	0,000	0,005	13,081	2,573	0,000	0,005
Salário/hora
	Nearest K=1				Nearest K=5
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	- 0,461	- 0,461	0,678	0,678	- 0,578	- 0,578	0,718	0,718
1,2	- 0,344	- 0,582	0,634	0,719	- 0,491	- 0,452	0,688	0,674
1,4	- 0,247	- 0,689	0,597	0,754	- 0,353	- 0,347	0,638	0,636
1,6	- 0,164	- 0,633	0,565	0,737	- 0,237	- 0,259	0,593	0,602
1,8	- 0,091	- 0,553	0,536	0,709	- 0,134	- 0,182	0,553	0,572
2	- 0,027	- 0,483	0,511	0,685	- 0,043	- 0,113	0,517	0,545
	Radius				Kernel
Γ	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-	Q_mh+	Q_mh-	p_mh+	p_mh-
1	0,023	0,023	0,491	0,491	0,022	0,023	0,491	0,491
1,2	- 0,095	0,141	0,538	0,444	- 0,095	0,140	0,538	0,444
1,4	- 0,195	0,241	0,577	0,405	- 0,195	0,241	0,577	0,405
1,6	- 0,283	0,329	0,611	0,371	- 0,283	0,329	0,611	0,371
1,8	- 0,361	0,408	0,641	0,341	- 0,361	0,408	0,641	0,342
2	- 0,432	0,480	0,667	0,315	- 0,432	0,480	0,667	0,316

• Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNS 2019.
• Nota: Q_mh+ = estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a sobre-estimação do efeito do tratamento; Q_mh-= estatística de Mantel-Haenszel tendo como hipótese nula a subestimação do efeito do tratamento; 𝑝 + = probabilidade de não rejeição da hipótese de sobre-estimação; 𝑝 - = probabilidade de não rejeição da hipótese de subestimação.

Editado por

• EDITOR-CHEFE
  Dante Mendes Aldrighi https://orcid.org/0000-0003-2285-5694
  Professor - Department of Economics University of São Paulo (USP).

Disponibilidade de dados

Os dados utilizados neste estudo estão disponíveis mediante solicitação ao autor. Dados adicionais e informações complementares também poderão ser fornecidos para fins de verificação ou replicação. A disponibilização está condicionada à inexistência de restrições de acesso público.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  22 Jun 2026
• Data do Fascículo
  Apr-Jun 2026

Histórico

• Recebido
  12 Dez 2024
• Revisado
  02 Nov 2025
• Aceito
  03 Mar 2026