Bu çalışma, Brezilya'daki Centro-Dia para Idosos (CDI) gündüz bakım merkezlerinin yaşlı bireylerle aynı ailede yaşayan kişilerin resmî işgücü piyasasına katılımını ve gelirini değiştirip değiştirmediğini inceliyor. CDI, bağımlılık durumundaki yaşlı ve engelli bireylere gün içinde bakım, beslenme, hijyen desteği, ilaç yönetimi, sosyal ve uğraşı faaliyetleri sağlayan kamusal bir gündüz bakım hizmetidir. Araştırmacılar CadÚnico, CDI kayıtları, posta kodu koordinatları ve RAIS resmî istihdam kayıtlarını birleştirerek 2012–2019 döneminde coğrafi yakınlığa dayalı bir farkların farkı tasarımı kuruyor. Ana örneklemde 2015 veya 2016'da açılan bir CDI'nin 1 km içinde yaşayan, ailesinde en az bir 60 yaş ve üzeri kişi bulunan bireyler tedavi; 1–2 km arasında yaşayan benzer bireyler kontrol grubu olarak tanımlanıyor. Statik DiD katsayıları resmî istihdam olasılığında 0,0025, asgari ücret cinsinden gelirde 0,0156'lık artış gösteriyor. Kontrol grubunun tedavi öncesi ortalamalarına göre bunlar yaklaşık %1,49 ve %4,32'lik göreli artışlara karşılık geliyor. Bununla birlikte çalışma gerçek CDI kullanımını veya bakım için ayrılan zamanın ne kadar azaldığını doğrudan ölçmediğinden, sonuçlar merkeze erişimin potansiyel aile üyeleri üzerindeki etkisini temsil ediyor.

Dinamik sonuçlar, ana örneklemde tedavi öncesi dönemlerde sistematik anlamlı farklılık bulunmadığını ve CDI açıldıktan sonra resmî istihdam ile gelir katsayılarının genel olarak pozitif hale geldiğini gösteriyor. Uygulama yılındaki resmî istihdam katsayısı 0,0021 iken dördüncü tedavi sonrası dönemde 0,0068'e; gelir katsayısı ise 0,0145'ten 0,0268'e yükseliyor. Bu desen, etkinin yalnız açılış yılında görülmediğini ve bazı sonuçlarda zaman içinde güçlenebildiğini gösteriyor.

Heterojenlik analizi önemli bir cinsiyet ayrımı ortaya çıkarıyor. Kadınlarda resmî istihdam katsayısı pozitif ve istatistiksel olarak anlamlı; kontrol grubunun başlangıç düzeyine göre göreli artış yaklaşık %2,50. Kadın gelirinde ise istatistiksel olarak anlamlı bir artış bulunmuyor. Erkeklerde resmî istihdam etkisi anlamlı değilken gelir katsayısı pozitif ve güçlü biçimde anlamlı; göreli gelir artışı yaklaşık %5,82. Bu sonuç, kamusal bakım erişiminin kadınların resmî işe girişini kolaylaştırabileceği, fakat gelir kazanımlarının aynı ölçüde kadınlara yansımadığı bir örüntüyle uyumludur. Çalışma bunun nedenini ücret yapısı, meslek seçimi, ayrımcılık veya başka işgücü piyasası mekanizmaları arasında nedensel olarak ayırmamaktadır.

Başlangıçta işsiz olanlarda etkiler daha güçlüdür: resmî istihdamda yaklaşık %5,39 ve gelirde %13,65 göreli artış raporlanmaktadır. Ailesinde çocuk bulunmayan kişilerde de hem resmî istihdam hem gelir artarken, çocuklu ailelerde istihdam üzerinde anlamlı bir etki görülmemesi, yaşlı bakım yükünün azalmasının başka bakım yükleri devam ettiğinde işgücü arzını daha sınırlı değiştirebileceği yorumuyla uyumludur. Ancak çalışma çocuk bakım zamanını da doğrudan ölçmemektedir.

Nüfus yaşlanması neden işgücü arzı sorununa dönüşüyor?

Yaşlı nüfusun büyümesi yalnız sağlık ve sosyal yardım sistemlerinin kapasitesini ilgilendirmez. Bakım hizmetlerinin aile içinde karşılanması gerektiğinde çalışma çağındaki aile üyelerinin zamanı da bakım ile ücretli çalışma arasında bölünür. Bu nedenle uzun süreli bakım politikaları yaşlı bireyin refahının yanında aile üyelerinin istihdam, gelir ve ekonomik bağımsızlığı üzerinde de etkili olabilir.

Kaynak, Brezilya'da 60 yaş ve üzerindeki nüfus payının 2010'da %9,3'ten 2022'de %15,8'e yükseldiğini aktarmaktadır. Kaynakta yer alan daha uzun tarihsel grafik 1950 için %3,8, 1960 için %4,8, 1970 için %5,1, 1980 için %6,1, 1991 için %7,3, 2000 için %7,5, 2010 için %9,3 ve 2022 için %15,8 değerlerini göstermektedir.

Kaynak Şekil 1'in kendi notunda tarih aralığı yanlışlıkla “2012–2019” biçiminde yazılmıştır. Grafiğin ekseni ve metindeki nüfus sayımı açıklaması ise açık biçimde 1950–2022 dönemine aittir. Verianla bu kaynak-içi tutarsızlığı düzeltilmiş özgün veri gibi gizlememektedir.

Centro-Dia para Idosos (CDI) Nedir ve Aile İşgücü Arzını Nasıl Etkileyebilir?

Centro-Dia para Idosos, bağımlılık durumundaki yaşlı ve engelli bireylere gün içinde yapılandırılmış bakım sağlayan, akşam olduğunda kullanıcının evine döndüğü kamusal bir sosyal yardım hizmetidir; teorik işgücü arzı mekanizması, aile üyesinin gün içindeki gayriresmî bakım yükünün bir bölümünü kurumsal bakıma aktararak ücretli ve resmî çalışmaya ayırabileceği zamanı artırmasıdır.

CDI'nin sunduğu bakım

CDI, Brezilya Birleşik Sosyal Yardım Sistemi'nin sosyal koruma yapısı içinde faaliyet göstermektedir. Amaç sosyal izolasyon, terk edilme ve gereksiz kurumsallaştırmayı önlemek; yaşlı bireyin aile ve toplum çevresinde yaşamaya devam etmesini desteklemektir.

Kaynakta belirtilen hizmetler arasında kişiselleştirilmiş bakım planları, hijyen desteği, gözetimli beslenme, ilaç uygulaması, eğlence ve uğraşı faaliyetleri, haklar ve sosyal yardımlar hakkında rehberlik ile sağlık ve diğer sosyal hizmetlerle koordinasyon bulunmaktadır.

Hizmet ücretsizdir. Bir birim vardiya başına en fazla 30 kullanıcı kabul edebilmekte ve günde 10 saate kadar bakım sağlayabilmektedir. Kullanıcı gün sonunda evine dönmektedir. Bazı yerel yönetimlerin hafta sonu veya tatillerde ek faaliyet sunabildiği ve katılım programının aileyle birlikte esnek biçimde planlanabildiği belirtilmektedir.

CDI yayılımı

Kaynağa göre 2012–2019 arasında Brezilya'da 170 belediyede toplam 221 CDI birimi kurulmuştur. Bölgesel yoğunluk eşit değildir; en düşük yoğunluk Kuzey, en yüksek yoğunluk Güneydoğu bölgesindedir.

Ana ampirik analiz bütün açılışları aynı anda kullanmak yerine 2015 ve 2016 kohortlarına odaklanır. Bu tercih, farklı açılış yıllarının maruz kalma süresi ve ekonomik bağlam açısından daha fazla heterojenlik oluşturmasını sınırlamaya yöneliktir.

Dört veri tabanı nasıl birleştiriliyor?

Araştırma dört idari/coğrafi veri kaynağını bir araya getirir.

• CadÚnico: düşük gelirli ve sosyal programlardan yararlanan ailelerin ulusal kaydıdır; adres, aile kimliği, cinsiyet, yaş ve diğer sosyoekonomik bilgileri sağlar.
• CDI veri tabanı: merkezlerin adresi, açılış yılı, hedef nüfusu ve çalışma saatleri gibi bilgileri içerir.
• CEP posta kodu veri tabanı: adresleri coğrafi koordinatlarla eşleştirmeye yardımcı olur.
• RAIS: resmî istihdam ilişkilerini ve asgari ücret cinsinden gelir ölçüsünü sağlayan idari işgücü piyasası veri tabanıdır.

Analiz dönemi 2012–2019'dur. Başlangıcın 2012 olması, araştırmacıların bundan önce kimliklendirilmiş CadÚnico verisine erişememesiyle; 2019'da bitmesi ise RAIS erişimi ve COVID-19 döneminin potansiyel etkilerinden kaçınma gerekçesiyle açıklanmaktadır.

Kimler tedavi ve kontrol grubunda?

Önce CDI ve aile adresleri coğrafi olarak eşleştirilir. Ardından ailesinde en az bir 60 yaş ve üzeri birey bulunmayan aileler çıkarılır. Bireylerin 2012 yılında en az 12 yaşında olması gerekir; böylece izleme döneminin sonunda çalışma yaşına girmiş olabilecek bireyler kapsanır.

Neden 1 km ve 1–2 km karşılaştırması kullanılıyor?

Yakındaki ailelerin benzer yerel işgücü piyasası, mahalle ve sosyoekonomik koşulları paylaşmasının, tedavi ve kontrol gruplarının gözlenmeyen birçok yerel özellik bakımından daha karşılaştırılabilir olmasına yardımcı olması beklenmektedir.

Bununla birlikte mesafe tesadüfi olarak atanmış değildir. CDI'ların nerede kurulacağı yerel ihtiyaç, kurum kapasitesi, nüfus veya başka faktörlerle ilişkili olabilir. DiD tasarımının güvenilirliği bu nedenle tedavi ve kontrol gruplarının CDI olmasaydı zaman içinde benzer eğilim göstereceği koşullu paralel eğilim varsayımına dayanır.

Çalışmanın Yöntemi ve Bulguları

Dinamik farkların farkı modeli

Ana dinamik denklem:

\[ Y_{it} = \sum_{t=-4}^{4} \beta_t \left( Treat_i \times Time_t \right) + \mu_i + \theta_t + \epsilon_{it}. \tag{1} \]

\(Y_{it}\), birey \(i\)'nin dönem \(t\)'deki iki sonuçtan birini temsil eder: resmî istihdam göstergesi veya asgari ücret cinsinden gelir. \(Treat_i\), bireyin tedavi grubunda olup olmadığını; \(Time_t\), CDI açılışına göre göreli zamanı; \(\beta_t\), her göreli dönemdeki tedavi etkisini; \(\mu_i\), birey sabit etkisini; \(\theta_t\), dönem sabit etkisini; \(\epsilon_{it}\), hata terimini gösterir.

Dönem \(t=-1\) referans dönemdir. Standart hatalar, aynı aile içindeki bireylerin sonuçları birbirleriyle ilişkili olabileceği için aile düzeyinde kümelenir.

Statik DiD modeli

Ortalama tedavi sonrası etki şu modelle tahmin edilir:

\[ Y_{it} = \alpha \left( Treat_i \times Post_{it} \right) + \gamma_i + \delta_t + \psi_{it}. \tag{2} \]

\(Post_{it}\), CDI açılışından sonraki dönemlerde 1 olan göstergedir. \(\alpha\), tedavi ve kontrol gruplarının tedavi öncesinden tedavi sonrasına değişimleri arasındaki farkı temsil eder.

Tanımlama varsayımları

Kaynak üç temel varsayımı açıkça tartışır.

Öngörü yokluğu: CDI açılmadan önce ailelerin gelecekteki merkezin varlığına tepki vererek çalışma davranışını değiştirmemesi gerekir. Yazarlar yalnız bir merkezin gelecekte açılacağını bilmenin gayriresmî bakım ihtiyacını fiilen ortadan kaldırmadığını savunur.

Koşullu paralel eğilimler: CDI açılmasaydı 0–1 km ve 1–2 km gruplarındaki işgücü sonuçlarının benzer eğilim izlemesi gerekir. Ana olay-çalışması sonuçlarında tedavi öncesindeki katsayıların küçük ve istatistiksel olarak anlamsız olması bu varsayıma destek olarak kullanılmaktadır.

Homojen tedavi etkileri: Standart DiD farklı kişiler ve kohortlarda etkinin benzer olduğunu varsayabilir. Yazarlar açılış zamanlamasındaki heterojenliği azaltmak için ana örneklemi yalnız 2015 ve 2016 kohortlarıyla sınırlar ve daha geniş kohortları sağlamlık analizinde ayrıca inceler.

CDI'lerin Ana İşgücü Piyasası Etkisi Ne Kadar?

Ana statik modelde CDI erişimi resmî istihdam göstergesinde 0,0025'lik, yani yaklaşık 0,25 yüzde puanlık mutlak artış ve asgari ücret cinsinden gelir ölçüsünde 0,0156'lık artışla ilişkilidir; kontrol grubunun tedavi öncesi ortalamalarına göre bunlar sırasıyla yaklaşık %1,49 ve %4,32 göreli artıştır.

Burada yüzde ile yüzde puanını ayırmak önemlidir. Resmî istihdam sonucu 0–1 göstergesi olduğundan 0,0025 katsayısı yaklaşık 0,25 yüzde puanlık mutlak değişime karşılık gelir. %1,49 ise bu mutlak değişimin 0,168'lik başlangıç kontrol ortalamasına göre göreli büyüklüğüdür.

Kaynak Tablo 2'nin üstündeki anlatı aynı katsayılar için %1,76 resmî istihdam ve %2,97 gelir artışı yazmaktadır. Ancak bu iki oran gösterilen katsayılar ve Tablo A.1'deki kontrol başlangıç ortalamalarıyla yeniden üretilememektedir. Kaynağın özet ve girişindeki %1,49 ile %4,32 değerleri ise doğrudan yeniden üretilebildiğinden Verianla bu değerleri ana göreli etki referansı olarak kullanmaktadır.

Dinamik etkiler zaman içinde nasıl değişiyor?

Ana örneklemde tedavi öncesi \(-4\), \(-3\) ve \(-2\) dönemlerinin katsayıları hem resmî istihdam hem gelir için anlamlı değildir. Bu, ana spesifikasyondaki paralel eğilim varsayımını destekler; ancak paralel eğilimlerin matematiksel olarak “kanıtlandığı” anlamına gelmez.

CDI açılışından sonra gelir etkisi bütün 0–4 dönemlerinde pozitif ve en az %5 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamlıdır. Resmî istihdam etkisi ise açılış yılında %10 düzeyinde, birinci ve ikinci yıllarda %5 düzeyinde, üçüncü yılda %10 düzeyinde ve dördüncü yılda yeniden %5 düzeyinde anlamlıdır.

Kadınlar ve Erkekler CDI Erişiminden Aynı Şekilde mi Etkileniyor?

Hayır. Ana heterojenlik analizinde kadınlar için anlamlı sonuç resmî istihdam artışı, erkekler için ise gelir artışıdır: kadınların resmî istihdam katsayısı 0,0036 ve yaklaşık %2,50 göreli artışa karşılık gelirken, erkeklerin gelir katsayısı 0,0262 ve yaklaşık %5,82 göreli artışa karşılık gelmektedir.

Dinamik sonuçlarda kadınların resmî istihdam etkisi açılış yılında 0,0029, birinci yılda 0,0030 ve ikinci yılda 0,0042'dir. Erkeklerde gelir etkisi ise açılış yılından başlayarak pozitiftir ve dördüncü yılda 0,0459'a ulaşmaktadır.

Bu farklılık “kadınlar CDI'den yalnız istihdam, erkekler yalnız ücret kazanıyor” biçiminde evrensel bir mekanizma kanıtı değildir. Analiz ücret yapısı, mesleki dağılım, çalışma saati, ayrımcılık veya iş kalitesi gibi olası kanalları ayrı ayrı ölçmemektedir.

Başlangıçta işsiz olanlarda neden etki daha büyük?

İşsiz gruptaki göreli oranların büyük görünmesinin bir nedeni başlangıç düzeylerinin düşük olmasıdır. Kontrol grubunda tedavi öncesi resmî istihdam ortalaması yalnız 0,0427, gelir ortalaması 0,0762'dir. Bu nedenle mutlak katsayılar küçük olsa da başlangıç düzeyine göre göreli değişim büyüktür.

Kaynak bunu, bakım nedeniyle resmî işten uzak kalmış kişiler için CDI'nin daha güçlü bir zaman serbestleştirme etkisi yaratabileceği şeklinde yorumlamaktadır. Ancak araştırma bireyin gerçekten yaşlı bakımını üstlenip üstlenmediğini veya bakım saatini ölçmediğinden bu mekanizma doğrudan test edilmiş değildir.

Ayrıca başlangıçta istihdamda olan alt grubun dinamik analizinde \(t=-2\) döneminde resmî istihdam katsayısı -0,0103 ve p=0,0398'dir. Bu anlamlı tedavi öncesi fark, söz konusu alt grup için paralel eğilim yorumunun ana örneklem kadar temiz olmadığını gösterir.

Çocuklu ve çocuksuz aileler

Çocuksuz ailelerde dinamik katsayıların özellikle ilerleyen tedavi sonrası dönemlerde güçlendiği görülmektedir. Dördüncü yılda resmî istihdam katsayısı 0,0101, gelir katsayısı 0,0298'dir ve her ikisi de p<0,01 düzeyinde anlamlıdır.

Kaynak bu deseni, yaşlı bakımı CDI tarafından kısmen üstlenildiğinde çocuksuz ailede bakım veren kişinin zamanının daha fazla serbestleşebilmesiyle ilişkilendirir. Çocuklu ailelerde ise çocuk bakımı devam ettiği için resmî çalışmaya dönüş daha sınırlı olabilir. Bu yorum mantıksal olarak verilerle uyumludur ancak çocuk bakımı veya zaman kullanım verisiyle doğrudan test edilmemiştir.

Sağlamlık: daha fazla açılış kohortu

Ana analiz yalnız 2015–2016 açılışlarını kullanırken ilk sağlamlık testi 2014–2017 dönemini ve ardından 2012–2019'daki bütün açılış kohortlarını kapsar.

Kaynak anlatısında bunlar 2014–2017 için yaklaşık %1,38 resmî istihdam ve %4,19 gelir; bütün 2012–2019 kohortları için %1,37 ve %3,87 göreli artış olarak verilmektedir. Ana etkinin işareti bu alternatif örneklemlerde korunmaktadır.

Bununla birlikte bütün 2012–2019 kohortlarını kullanan dinamik Ek Tablo C.2'de \(t=-7\) dönemi resmî istihdam katsayısı -0,0053 ve p=0,0596; gelir katsayısı -0,0237 ve p=0,0123'tür. Bu erken tedavi öncesi sapma, daha geniş kohort penceresinde paralel eğilim desteğinin ana 2015–2016 örneklemindeki kadar temiz olmadığını gösterir. Bu nedenle ana iki-kohort spesifikasyonunun sonuçları yöntemsel olarak daha merkezi tutulmalıdır.

Sağlamlık: merkeze uzaklık değiştirildiğinde ne oluyor?

Kaynak tedavi yarıçapını hem genişletmekte hem daraltmaktadır.

Daha dar 0,5 km yarıçapında katsayıların büyümesi, daha yakın ailelerin hizmet hakkında daha fazla bilgiye veya merkeze daha kolay fiziksel erişime sahip olmasıyla uyumlu olabilir. Fakat mesafe randomize edilmediği için bu sonuç doğrudan bir “mesafe doz-cevap mekanizması” olarak kanıtlanmış değildir.

Çalışmanın güçlü yönleri

• Birey düzeyindeki sosyal yardım kayıtlarını resmî işgücü piyasası kayıtlarıyla birleştirir.
• Adres ve CDI konumlarını coğrafi olarak eşleştirerek yerel karşılaştırma yapar.
• Aynı bireyleri 2012–2019 arasında takip eden panel yapı kullanır.
• Ana statik sonuçları dinamik olay-çalışması katsayılarıyla destekler.
• Cinsiyet, başlangıç istihdamı ve çocuk varlığına göre heterojenlik analizleri sunar.
• Açılış kohortları ve mesafe tanımlarını değiştirerek sağlamlık kontrolleri yapar.

Çalışmanın desteklediği sonuçlar

• Ana 2015–2016 kohortlarında CDI erişimi resmî istihdam ve gelirde pozitif ortalama değişimle ilişkilidir.
• Ana statik katsayılar kontrol grubunun başlangıç ortalamasına göre yaklaşık %1,49 resmî istihdam ve %4,32 gelir artışına karşılık gelir.
• Kadınlarda anlamlı sonuç resmî istihdam artışı; erkeklerde anlamlı sonuç gelir artışıdır.
• Başlangıçta işsiz bireylerde göreli etkiler daha büyüktür.
• Çocuksuz ailelerde resmî istihdam ve gelir sonuçları daha belirgin görünmektedir.
• Ana etkinin pozitif işareti daha geniş kohort ve alternatif mesafe analizlerinin çoğunda korunmaktadır.
• Ana 2015–2016 olay-çalışması katsayıları tedavi öncesinde sistematik anlamlı fark göstermemektedir.

Çalışmanın desteklemediği veya doğrudan ölçmediği sonuçlar

• CDI'yi gerçekten hangi aile üyelerinin kullandığı doğrudan gözlenmemektedir.
• İnformal bakım için harcanan saat doğrudan ölçülmemektedir.
• İstihdam etkisinin yalnız bakım zamanının azalması aracılığıyla oluştuğu kanıtlanmamaktadır.
• Kadınlarda gelir kazancının neden görünmediği mekanik olarak ayrıştırılmamaktadır.
• CDI'nin yaşlı bireyin sağlık, yaşam kalitesi veya bakım kalitesi üzerindeki etkisi bu araştırmanın ana sonucu değildir.
• 1 km ve 1–2 km sınırlarının randomize olması söz konusu değildir.
• Sonuçlar bütün Brezilya nüfusuna aynı büyüklükte genellenemez; örneklem CadÚnico'da bulunan, yaşlı birey içeren ve CDI yakınında yaşayan daha kırılgan ailelere odaklanmaktadır.
• Daha geniş 2012–2019 kohort analizinde bazı erken tedavi öncesi katsayıların anlamlı olması, bütün sağlamlık spesifikasyonlarında paralel eğilimlerin kusursuz olduğunu desteklememektedir.

Politika açısından bilimsel olarak güvenli çıkarım

Çalışmanın bulguları, yaşlı bakımının yalnız sağlık ve sosyal koruma meselesi değil, aile üyelerinin işgücü piyasasıyla bağlantısını da etkileyebilen bir altyapı meselesi olduğunu desteklemektedir. CDI benzeri kamusal gündüz bakım hizmetlerinin yaygınlaştırılması, özellikle bakım yükü nedeniyle resmî işten uzak kalmış kişiler için ekonomik sonuç üretebilir.

Ancak sonuçlar “her yeni CDI şu kadar istihdam yaratır” biçiminde mekanik bir politika katsayısına dönüştürülmemelidir. Merkez kullanımı, yerel işgücü talebi, bakım ihtiyacının şiddeti, ulaşım, hane içindeki diğer bakım sorumlulukları ve mevcut alternatif bakım hizmetleri farklı bölgelerde etkiyi değiştirebilir.

Kaynak ve Yöntem Notu

Özgün başlık: Thriving Through Care: The Impact of Elderly Care Centers on Family Labor Supply

Yazarlar: Bruna Martins; Daniel Da Mata.

Kaynak tarihi: 1 Ekim 2026.

Kurumlar: Bruna Martins — FGV Saúde. Daniel Da Mata — São Paulo School of Economics – FGV.

Corresponding author: Yüklenen kaynak ayrı bir corresponding-author işareti vermemektedir.

Kaynak türü: Ön sürüm / working paper; idari mikroverili quasi-deneysel işgücü ve bakım ekonomisi çalışması.

Kaynak statüsü: PDF üzerinde “Preliminary version—Please do not cite or circulate” uyarısı bulunmaktadır. Bu nedenle hakemli veya version-of-record çalışma olarak sunulmamalıdır.

DOI: Güvenilir biçimde doğrulanamadı; eklenmemiştir.

Dış bibliyografik doğrulama: Çalışmanın güncel başlığı ve iki yazarı 10 Eylül 2026 tarihli 7th Meeting of the Society of Family and Gender Economics programında doğrulanmaktadır. Daha eski LACEA 2025 sürümünde başlık “Thriving Through Care: The Impact of Elderly Care Centers on Family Labor” olarak geçmektedir.

JEL: J14, J18, J22, I38.

Anahtar kelimeler: Aging; Elderly Care; Family labor; Labor Market Outcomes; Gender inequality.

Finansman: Bruna Martins, Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES) desteğini bildirmektedir.

Çıkar çatışması: Kaynak “Declarations of interest: none” bildirimini içermektedir.

Ana veri kaynakları: Cadastro Único para Programas Sociais (CadÚnico), CDI veri tabanı, CEP posta kodu/coğrafi koordinat veri tabanı ve Relação Anual de Informações Sociais (RAIS).

Analiz dönemi: 2012–2019.

Ana tedavi kohortları: 2015 ve 2016'da açılan CDI'lar.

Tedavi grubu: 2012'de en az 12 yaşında olan ve ailesinde en az bir 60+ kişi bulunan, CDI'ye 1 km'den daha yakın yaşayan bireyler.

Kontrol grubu: Aynı temel koşulları karşılayan ve CDI'ye 1–2 km uzaklıkta yaşayan bireyler.

Ana sonuçlar: Resmî istihdam göstergesi ve asgari ücret cinsinden gelir.

Ana yöntem: Dinamik ve statik difference-in-differences; birey ve dönem sabit etkileri; aile düzeyinde kümelenmiş standart hatalar.

Ana örneklem büyüklüğü: Ek Tablo A.1'de tam ana örneklem 1.654.600 kişi-yıl gözlemi, 206.825 kişi ve 81.818 aile içermektedir. Tedavi grubunda 64.977, kontrol grubunda 141.848 kişi bulunmaktadır.

Veri erişilebilirliği: Kaynakta ayrı bir Data Availability bölümü bulunmamaktadır. Yazarlar CadÚnico'nun kimliklendirilmiş verisine 2012 öncesi ve RAIS'e 2019 sonrası erişemediklerini belirtmektedir.

Yazar katkıları / CRediT: Kaynak ayrı bir CRediT/yazar katkısı bölümü vermemektedir.

Lisans: Açık Creative Commons lisansı doğrulanmamıştır. Kaynak ayrıca dolaşım yapılmamasını isteyen ön sürüm notu taşımaktadır.

Kaynak içi tutarsızlık 1: Özet/giriş ana göreli etkileri %1,49 resmî istihdam ve %4,32 gelir olarak verir ve bu oranlar Tablo 2 katsayılarının Tablo A.1 kontrol başlangıç ortalamalarına bölünmesiyle yeniden üretilebilir. Tablo 2'nin üstündeki %1,76 ve %2,97 ifadeleri ise aynı gösterilen sayılarla yeniden üretilememektedir.

Kaynak içi tutarsızlık 2: Yaşlanma grafiğinin ekseni 1950–2022 iken Şekil 1 notu yanlışlıkla 2012–2019 aralığını belirtmektedir.

Ek tablo dizgi sorunları: Ek Tablo C.2'de dönem +7 resmî istihdam p-değeri “6773” biçiminde; Ek Tablo C.4'te dönem −4 gelir standart hatası ise diğer istatistiklerle uyumsuz görünen “0.00118” biçiminde yazılmıştır. Bu iki değer ana sonuç yorumuna dahil edilmemiştir.

Temel yöntemsel sınır: Coğrafi yakınlık CDI kullanımının kendisi değildir. Çalışma gerçek hizmet kullanımını, informal bakım saatlerini veya bakım yükünün hangi aile üyesinden ne kadar azaldığını doğrudan gözlemlemez. Bu nedenle ana sonuç, CDI açılışı ve yerel erişimin uygun/potansiyel aile üyeleri üzerindeki etkisidir.

Yayın etiği notu: Kaynak “Please do not cite or circulate” ön sürüm uyarısı taşıdığından, kamuya açık Verianla yayını öncesinde yazar izni veya kaynak kullanım uygunluğunun ayrıca kontrol edilmesi önerilir.