estrutura das desigualdades na região metropolitana de são...
TRANSCRIPT
38º Encontro Anual da ANPOCS
GT 03 – As classes sociais no Brasil contemporâneo Coordenação: Carlos Sávio Teixeira (UFF) e Jessé Freire Souza (UFJF)
Título do Trabalho:
Estrutura das desigualdades na Região Metropolitana
de São Paulo: 1981-2011
Rogério Jerônimo Barbosa
Doutorando em Sociologia pela USP, pesquisador do Centro de Estudos da Metrópole (Cepid-
Fapesp / INCT-CNPq) e do Centro Brasileiro de Análise e Planejamento (Cebrap)
Ian Prates
Doutorando em Sociologia pela USP, pesquisador do Centro de Estudos da Metrópole (Cepid-
Fapesp / INCT-CNPq) e do Centro Brasileiro de Análise e Planejamento (Cebrap)
Caxambu, MG
Outubro de 2014
Introdução1
Os estudos sobre desigualdade de renda no Brasil ganharam grande visibilidade e
centralidade nos últimos 15 anos – tanto no panorama acadêmico, como político. Num
cenário onde o movimento de queda dos indicadores foi contínuo e acelerado,
despertou-se muitos interesses quanto às razões e consequências das alterações nas
distribuições salariais. O cenário desses trabalhos, no entanto, foi praticamente
dominado por economistas que mobilizavam como matriz interpretativa o frame
neoclássico do capital humano, em que os maiores fatores explicativos estão ligados à
composição da força de trabalho, em termos de qualificação e potencial produtivo, e às
mudanças tecnológicas, que alteram a receptividade das firmas aos trabalhadores.
Fatores institucionais e relacionais foram negligenciados nas explicações que se
tornaram mais aceitas. Neste trabalho argumentamos que há ganhos interpretativos e
empíricos quando consideramos esses fatores de ordem sociológica. Oferecemos uma
releitura, mais matizada, do movimento de ascensão e queda das desigualdades de
rendimentos (salários) no mercado de trabalho da Região Metropolitana de São Paulo
(RMSP) no período de 30 anos, que vai de 1981 a 2011.
Por que foco na RMSP? Em primeiro lugar, a cidade de São Paulo e os
municípios de seu entorno foram sempre paradigmáticos nos estudos brasileiros sobre
mercado de trabalho. Estudos sobre mercados de trabalho no Brasil, em grande medida,
foram estudos sobre o mercado de trabalho da RMSP, pioneira em tantos processos: na
urbanização e industrialização (Singer, 1973), na transformação da estrutura de classes
(Fernandes, 1965), na informalidade (ou "marginalidade", Oliveira, 2002; Kowarick,
1975), no sindicalismo (Rodrigues, 2009), na reestruturação produtiva (Cardoso, 1999),
no desemprego (Guimarães, 2009a) e nas novas formas de procura de emprego
(Guimarães, 2009b). Deste modo, o objetivo é estabelecer diálogo com essa literatura e
com as conclusões que dela se seguiram. Em segundo lugar, a RMSP ocupa há muito
tempo uma posição central na economia brasileira – centralidade que decorre da
histórica concentração de importantes funções econômicas e políticas já desde meados
do século XIX, com o período cafeeiro. Justamente por isso, experimenta com particular
intensidade os momentos de crise, estagnação e crescimento. Acreditamos que essa
relativa volatilidade faça com que a RMSP esteja mais à mercê dos movimentos que
pretendemos estudar (e que são previstos por extensa literatura internacional), a saber: a
1 Os autores agradecem à atenciosa leitura e aos comentários de Eduardo Marques e Flavio Carvalhaes.
polarização da distribuição de renda, o aumento da demanda por qualificação dos
trabalhadores e a intensificação do uso de tecnologia e automação por parte das firmas.
Se, de um lado, falar de determinados assuntos no Brasil é remeter-se, quase
forçosamente, à RMSP; por outro, há temas que sempre tiveram relevo apenas no plano
nacional. Esse é o caso das desigualdades de renda. Este assunto eleva nossos olhares,
quase sempre, para diferenças entre e dentro das macrorregiões nacionais ou para uma
análise em termos "macro", representativa de todo país. Nosso estudo visa atuar nessa
lacuna e examinar o formato, a intensidade e os determinantes das desigualdades no
mercado de trabalho da RMSP, conectando, assim, duas literaturas.
Em boa parte da literatura econômica, a renda é um dos eixos centrais da análise
de um mercado de trabalho. Expressa o valor de “equilíbrio” entre oferta e demanda,
após serem levados em consideração fatores de diversas ordens, como nível de
qualificação, experiência, produtividade, quantidade de oferta, possibilidade de
substituição etc. O preço do trabalho, o salário, é resultado diversos ajustes simultâneos
e complexos, num sistema que pretensamente se “auto-regula”. Esse modelo
neoclássico assume simetria e completude de informações para firmas e trabalhadores e
exclui da análise fatores extra-econômicos. Do ponto de vista sociológico, podemos
também tomar a renda como um resultado central das interações no mercado de
trabalho. No entanto, a assimetria informacional e as hierarquias sociais prévias (nas
quais o mercado está “enraizado”, para usar da expressão de Granovetter) assumem
papéis centrais. Os salários são produzidos na (desigual) interação entre instituições
governamentais, status diferenciais dos níveis educacionais (não necessariamente
relacionados a aspectos produtivos) e barganha de contratantes, trabalhadores e
organizações. Salários expressam hierarquias e disputas previamente existentes – ainda
que os mecanismos propriamente econômicos possam também contribuir para sua
produção. Deste modo, uma abordagem sociológica sobre desigualdades de renda tem
caráter fundamentalmente distinto de uma abordagem econômica sobre o mesmo
assunto.
Nesse artigo, apresentamos a direção e a intensidade de alguns vetores que
contribuem para a (re)produção das desigualdades de renda no mercado de trabalho.
Interessa-nos decompor o movimento das desigualdades de modo a relacionar as
tendências observadas com eventos e processos socioeconômicos e políticos mais
gerais. Assentamo-nos no debate contemporâneo sobre mercado de trabalho e
desigualdades de renda. E nos interessa saber de que modo as – tão estudadas –
transformações econômicas e institucionais ocorridas nas últimas três décadas
exerceram impacto sobre a estrutura de rendimentos dos indivíduos que vendem sua
força de trabalho na metrópole paulista
As transformações na estrutura do emprego e suas relações com as desigualdades
têm adquirido cada vez mais centralidade nos no debate internacional. Um argumento-
chave dessa literatura é o de que os empregos em alguns dos países de economia
avançada, ao longo das ultimas décadas, foram gerados de modo polarizado e esta seria
a principal razão para explicar o contemporâneo crescimento das desigualdades (Wright
e Dwyer, 2003; Mouw e Kalleberg, 2010). Propomos uma operacionalização do
conceito de polarização que será diretamente funcional para testar suas possíveis
consequências sobre as desigualdades de rendimentos do trabalho.
O artigo se encontra estruturado da seguinte maneira, além desta introdução: na
primeira seção, delineamos um breve panorama histórico sobre o mercado de trabalho
na RMSP, destacando os pontos pertinentes ao debate. Na segunda seção, nos
debruçamos sobre as principais explicações elencadas pela literatura internacional
contemporânea para tratar das desigualdades de rendimento e da polarização
ocupacional. Na terceira seção apresentamos brevemente os dados utilizados e a
metodologia empregada (maiores detalhes podem ser encontrados no Anexo
Estatístico). Na quarta seção apresentamos nossos resultados e interpretações. Na última
seção discutimos sobre as consequências e pertinência de nossos resultados e
avançamos algumas considerações finais.
Mercado de trabalho e desigualdades salariais
Sabidamente, o Brasil figura entre os países mais desiguais do mundo, não
importando a medida de rendimento ou de riqueza considerada. E por que somos tão
desiguais? Não há resposta completa, inequívoca e cabal para essa questão. Mas
certamente a resposta não será encontrada apenas no mercado de trabalho – ainda que
nele se expressem grandes consequências das assimetrias existentes e ainda que a renda
advinda do trabalho componha a maior parte dos ganhos individuais e familiares.
Fatores sociopolíticos prévios compuseram e delimitaram as regras do jogo do ambiente
de oferta e procura (bem como quem nele joga). Noutras palavras, o patamar inicial de
desigualdade não é zero. Nos próximos parágrafos discorremos brevemente sobre essa
herança carregada pelo mercado de trabalho e sobre como processos que lhe são
intrínsecos estruturaram e modificaram o formato da distribuição de renda.
Historicamente, o foco das discussões sobre o mercado de trabalho brasileiro
centrou-se em torno das temáticas do desenvolvimento, marginalidade e dependência.
Até início dos anos 1970, as desigualdades salariais não haviam sido ainda
rigorosamente medidas. Essa década inaugura os estudos empíricos preocupados com a
mensuração da desigualdade de renda no Brasil, com os trabalhos de Langoni (2005
[1973]), Fishlow (1972) e Hoffman e Duarte (1972). Em especial, cabe destacar as
conclusões do estudo de Langoni, que analisava a relação entre desigualdade de renda e
crescimento econômico. Segundo esse autor, a rápida industrialização trouxera grandes
e desproporcionais prêmios salariais para aqueles com um mínimo de qualificação e
educação, distanciando-os rapidamente da média da população. De um estado primeiro,
onde predominavam as formas agrícolas de subsistência e caracterizado pela ampla
utilização do trabalho não remunerado, passa-se a um heterogêneo e assimétrico quanto
às estruturas de oportunidades.
De acordo com algumas perspectivas econômicas, não era inesperado que o
desenvolvimento se fizesse ao custo da concentração de renda (Kuznets, 1955). Na
infeliz metáfora da época, o "bolo" estava crescendo e todos tinham alguma fatia, mas a
fatia de alguns crescia mais rápido. Cumpre frisar que o fenômeno detectado por
Langoni é por excelência mercantil, isto é, diz respeito à constituição de desigualdades
no interior dessa arena de oferta e procura. Ao sociólogo cabe notar que, na ante-sala do
mercado de trabalho e do processo de mercantilização, operava uma intensa e desigual
seletividade, que definia a priori as oportunidades educacionais e ocupacionais, bem
como as probabilidades de aferir melhores resultados (cf. Barbosa, 2008; Cardoso, 2010).
Entre os anos de 1976 e 1979, os indicadores nacionais de desigualdade
chegaram a apresentar queda (Barros, Carvalho, Franco et al., 2006a; Soares, 2010).
Contudo, o ano de 1981 inaugura um período de profunda instabilidade
macroeconômica, em que se alternam pequenos ciclos de recessão e recuperação
(Cardoso Jr, 2001). A crise interrompe rapidamente o movimento animador de reversão
das desigualdades. A sensibilidade dos indicadores aos sabores e dissabores
macroeconômicos da década de 1980 é claramente perceptível através do Gráfico 1.
A década de 1990 é marcada pela estagnação econômica. Houve também a
abertura da economia brasileira à internacional, no final dos 1980 e início dos 1990. As
indústrias nacionais (principalmente o seu core, instalado na RMSP), frente à
competitividade crescente, tiveram que reelaborar seus processos, adotando mecanismos
mais intensivos do que extensivos em produtividade. Essa reestruturação das firmas (da
planta às gerências) implicou na transferência de certas atividades auxiliares da
produção para empresas subcontratadas ou de “terceirização” (Comin e Amitrano,
2003). A fragmentação da contratação acirrou a desarticulação de sindicatos e, por
consequência, a capacidade de mobilização e barganha dos trabalhadores (Rodrigues,
2009). E em meio a toda mudança, para reduzir os custos de produção e incentivar a
competitividade, inúmeras decisões políticas foram tomadas no sentido de flexibilizar a
regulação e a regulamentação do trabalho (Cardoso Jr., 2001).
GRÁFICO 1 - Desigualdades na renda do trabalho segundo várias medidas (1981=100)
(a) Brasil, 1981-2009 (b) RMSP, 1981-2011
Como podemos observar pelo gráfico acima, os indicadores de desigualdades de
renda do trabalho na RMSP oscilaram com muito mais intensidade do que os
indicadores nacionais. Há uma sinuosa queda até 1996, que se segue então de uma
também sinuosa subida até cerca de 2004. Aparentemente, esses dados sugerem que o
estado da distribuição de renda na RMSP foi bastante sensível às intensas e também
agitadas transformações em seu mercado de trabalho. Mesmo o índice de Gini –
reconhecidamente mais “imóvel”, menos sensível a mudanças na distribuição – dá
mostras de variações expressivas no período.
No panorama nacional, os indicadores de desigualdade de rendimento em geral –
tanto aqueles relacionados ao trabalho como também aqueles que refletem condições
domiciliares de forma mais ampla, como aposentadorias, pensões etc. – começaram a
declinar consistentemente a partir de 2001 (Silva, 2003; Barros, Carvalho et al, 2006).
As causas desse movimento foram foco de intensivos estudos sobre o assunto, que,
como conclusões, apontam fatores como a estabilização macroeconômica e o controle
da inflação; as mudanças na composição educacional da população e a redução dos
retornos salariais excessivos; a convergência dos rendimentos rurais e urbanos (Ferreira,
40
50
60
70
80
90
100
110
120
130
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
Gini Variância do Log
40
50
60
70
80
90
100
110
120
130
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Gini Razão 90/10 Var(lnrenda)
Leite, Litchfield et al, 2006); os programas de transferência de renda (Soares, 2010),
para citar alguns exemplos.
Na RMSP, no entanto, a queda das desigualdades só se iniciou a partir de 2005 e,
ainda assim, não medida da mesma forma pelos diferentes índices. Como observamos
no Gráfico 1, a Variância do Log da Renda e a razão 90/10 apresentam acentuado
declínio, ao passo que o Gini apenas retorna, em 2011, para seu antigo patamar de 1981.
No entanto, ainda que considerássemos somente essa última medida, é concebível que
esse "mesmo patamar" de outrora tenha significado e composição diferentes.
Na narrativa que desenvolvemos até aqui, quisemos sublinhar que transformações
de diversas ordens ocorreram. Cabe então investigar mais detidamente a influência
específica de alguns fatores que compuseram esses cenários de mudanças sobre o
movimento das desigualdades. Em primeiro lugar, é importante questionar sobre as
consequências da informalidade e da reestruturação ocupacional, que receberam tantas
luzes na literatura sobre a RMSP. Mas é preciso avaliar também aqueles fatores
canônicos identificados pela literatura como responsáveis pela queda das desigualdades
no plano nacional, a saber: transformações nos retornos e na composição por educação,
sexo e estrutura etária. Na próxima seção, apresentaremos algumas das principais
hipóteses explicativas para o crescimento e queda das desigualdades na literatura
internacional e as relacionaremos com essas dimensões que pretendemos explorar.
Polarização e desigualdades
A desigualdade dos rendimentos do trabalho tem crescido de forma consistente
nos EUA, na maioria dos países europeus e também no famigerado grupo dos BRICs –
o Brasil está numa contratendência. Mas, se para os emergentes, o levante das
desigualdades é fenômeno recente, na Europa e nos Estados Unidos já é carta marcada
desde meados dos anos 1970. Para alguns analistas, a causa principal seria a transição
do modelo fabril-manufatureiro para uma “economia de serviços”, que se faria
acompanhada do crescimento das instituições financeiras, de mercados mais abertos, de
novas tecnologias de produção e de dificuldades dos sistemas de proteção social em se
adaptarem às novas configurações do mundo do trabalho.
As crises econômicas da década de 1970 reduziram fortemente a demanda por
trabalho – no exato momento em que a coorte do baby boom e as mulheres começavam
a entrar de forma maciça no mercado, tornando seu ambiente pouco receptivo àqueles
que precisavam vender sua força de trabalho. Com a crise, houve queda na lucratividade
das empresas, o que as levou a buscar redução de custos e aumento da produtividade.
Esta nova configuração teve impactos diretos sobre os trabalhadores menos qualificados
e sobre aqueles que recebiam os menores salários (os “working poor”), que
anteriormente tinham diante de si a oportunidade de se inserir em setores – na maioria
das vezes industriais – que proporcionavam um emprego estável, protegido e duradouro.
Nos Estados Unidos, a estrutura ocupacional se adaptou às transformações
econômicas através da criação de empregos mal remunerados, minimizando o problema
do desemprego – mas intensificando a dispersão e a desigualdade salarial (Freeman e
Katz, 1995). Em alguns países da Europa, a rigidez das instituições de regulação do
trabalho e a capilaridade da proteção social teria feito com que a estrutura salarial e a
desigualdade pouco se alterassem (de início), mas os trabalhadores menos qualificados
teriam se tornado “redundantes” em face ao novo contexto produtivo (Marx, 2007).
No debate sobre as “causas” do aumento da desigualdade, alguns analistas
argumentaram que a evolução tecnológica decorrente da reestruturação teria enviesado a
demanda na direção de trabalhadores mais qualificados, premiando de forma desigual o
topo da hierarquia ocupacional (Acemoglu, 2002). Tal hipótese se assemelha às de
Langoni (2005[1973]), que analisara o caso do Brasil. No cerne de ambas as
explicações, reside o pressuposto de que as desigualdades são guiadas principalmente
pela capacidade produtiva – logo, nas capacidades (ou no capital humano) dos
indivíduos. Estaria ocorrendo uma “mudança tecnológica baseada em habilidades”
(skill-based technological change, ou SBTC segundo seu acrônimo em inglês), que
levaria ao aumento contínuo na demanda por qualificação2.
Entretanto, em análises posteriores, o que se observou nos Estados Unidos e em
muitos países da Europa não foi um lento "upgrading" da estrutura ocupacional devido
ao aumento na demanda apenas por mão de obra qualificada, mas um processo de
polarização. Em resposta a esse fenômeno, Autor, Levy e Murnane (2003), propuseram
uma versão nuançada da hipótese SBTC. Segundo os autores, a incorporação
tecnológica e a automatização das tarefas no interior das firmas tenderiam a substituir as
ocupações de rotina (de escritório ou manuais) por processos mecanizados. Estando os
empregos de rotina localizados justamente no meio da distribuição salarial e
ocupacional, seu esvaziamento promoveria polarização. Em contrapartida, cresceriam
2 “This conclusion is based on the sharp increase in overall inequality starting in the 1970s and on the fact
that returns to schooling rose over the past thirty years despite the unusually rapid increase in the supply
of educated workers” (Acemoglu, 2002, p. 1266).
tanto as ocupações “não de rotina cognitivas” do topo (profissionais liberais, gerentes,
trabalhadores criativos) como aquelas “não de rotina não cognitivas” da base (garçons,
trabalhadores de limpeza etc.) A hipótese "ALM" (sigla que remete às iniciais dos
autores: Autor, Levy e Murnane), ou hipótese da rotinização (routinization hypotesis)
foi reforçada por outros estudos – inclusive para países da Europa Ocidental (Manning,
2003; Goos et al, 2007; Goos et al, 2009).
Mas também o lado da oferta – isto é, o comportamento das tendências quanto às
características dos indivíduos – tem seu lugar nesse debate. Para os Estados Unidos,
Goldin e Katz (2008) argumentam que a equalização da composição educacional até os
anos 1970 serviu para tornar a distribuição salarial menos desigual, de modo que os
frutos do crescimento econômico do pós-guerra foram mais bem distribuídos no interior
do mercado de trabalho; já a partir de meados daquela década, o processo se inverteu e
então cresceram os retornos desproporcionais pela educação. Em outras palavras, os
autores atribuem o crescimento das desigualdades ao padrão de evolução da oferta
educacional.
De outro ponto de vista, Wright e Dwyer (2003), estudando os padrões de
geração de emprego nos EUA dos anos 1960 aos anos 2000, argumentam que a
imigração hipano-americana, uma característica fundamental da composição do
mercado de trabalho local, foi central para promover polarização. Durante a década de
1990, a grande maioria dos empregos criados na base da estrutura ocupacional esteve
vinculada aos imigrantes, ao passo que os empregos do topo foram basicamente
preenchidos por brancos nativos. Assim, para além de qualquer alteração na demanda
causada pela rotinização, estariam em ação mecanismos de discriminação ligados a
características étnicas que se somariam ao fato de que parte desses imigrantes não está
legalmente no país e, por isso, não poderiam, de qualquer forma, assumir melhores
postos.
Buscando ampliar o foco da abordagem para além da relação entre oferta e
demanda, Kalleberg (2012 e 2013) e Mouw e Kalleberg (2010) argumentam que as
dinâmicas especificamente ocupacionais têm impacto sobre as desigualdades. Os
autores identificam que desde os anos 1980, cresceram bastante as diferenças salariais
entre ocupações – ou seja, identificou-se um aumento das desigualdades devido a
aspectos estruturais do mercado de trabalho (i.e. a estrutura ocupacional), independente
da mudança na composição e do efeito de características individuais (como idade, sexo
e escolaridade). Segundo Kalleberg (2012), a configuração institucional do mercado de
trabalho norte americano (mais especificamente: a queda da força dos sindicatos nos
últimos 40 anos, a descentralização das instituições de ajuste salarial, a elevação do
nível de flexibilização das relações de trabalho) facilitou ou tornou possível o processo
de polarização ocupacional3.
Fernandez-Macíaz (2012) e Oesch e Menés (2010) também criticam a excessiva
ênfase no desenvolvimento tecnológico e a pouca importância atribuída aos aspectos
institucionais nas explicações sobre desigualdades e polarização – contrapondo-se
frontalmente à Autor et al (2003 e 2006) e Goos et al (2007 e 2009). Analisando o
mercado de trabalho de diversos países da Europa, evidenciam que desenhos
institucionais e dos sistemas de welfare e de regulação do trabalho têm impacto
independente sobre os formatos de expansão do emprego – podendo frear ou alterar
possíveis tendências de polarização.
* * *
Tendo em vista este debate internacional, cabe perguntar: em que medida a noção
de polarização explica os movimentos da desigualdade de renda especificamente no
caso da RMSP, durante os últimos 30 anos? Por exemplo, se é verdade que nossos anos
1990 (com a abertura econômica, a redução de direitos trabalhistas e a reestruturação
micro-organizacional) têm semelhanças com os cenários experimentados pelos países
desenvolvidos nas décadas anteriores, será também verdade que o rol de explicações (ou
parte dele) mobilizado para explicar as dinâmicas das desigualdades nesses lugares
também se aplica a nós? Essa questão é particularmente interessante para o caso da
metrópole de São Paulo, região que ainda é a mais industrializada do país e para onde os
estudos sobre trabalho mais dirigiram seus olhares.
É importante agora tornar mais operacional a noção de polarização. Neste
trabalho, os rendimentos definirão a principal dimensão a partir da qual mediremos a
polarização. Polares são os indivíduos localizados nos extremos da distribuição de renda
– ricos ou pobres. Compreendemos ainda que a polarização pode dizer respeito a dois
aspectos: ao estoque de trabalhadores no mercado de trabalho e ao fluxo dos postos de
trabalho, ou seja, aos padrões de geração ou redução de empregos. Deste modo, a
polarização pode se dar por que (1) os postos de trabalho existentes se distanciaram no
espectro dos rendimentos, tornando-se polares, ou (2) porque os novos empregos de um
determinado período foram criados apenas nos extremos da distribuição de renda, ou
3 Para uma perspectiva semelhante ver DiPrette et all (2006) e Mimieux (2007).
ainda (3) porque os postos que antes ocupavam o meio da distribuição de renda foram
desfeitos (como é o caso dos trabalhos de escritório ou industriais, segundo as
expectativas da ALM).
Partindo do suposto de que a polarização é uma das possibilidades para explicar o
sinuoso movimento das desigualdades no período em análise, podemos inversamente
questionar se a queda recente das desigualdades de renda estaria ligada a uma
“despolarização”. E, além disso, cabe indagar quais as características dos indivíduos e
postos de trabalho que se polarizam ou “despolarizam”. Isto é: de que ordem teria sido a
polarização: estritamente ligada a componentes educacionais (i.e. ativos de qualificação
da mão de obra), tal como pretende a hipóteses SBTC e ALM (rotinização)? Teria
havido polarização também na estrutura ocupacional? Entram em cena fatores que
caracterizam a oferta de mão de obra, como sexo e composição etária? E, por fim, qual
o papel das instituições e da institucionalização dos mercados de trabalho (formalização
/ relação contratual)?
No entanto, consideramos também que poderia haver um desencaixe entre as
expectativas teóricas mais gerais e o quadro brasileiro – e, mais especificamente, o
paulistano. A Região Metropolitana de São Paulo conforma um contexto específico ao
qual mesmo as explicações vigentes no plano nacional podem não se adequar. As
questões levantadas acima devem então receber atenção especial e as hipóteses
explicativas cuidadosamente testadas. Este é o empreendimento apresentado a seguir.
Modelos analíticos e dados
Nossa estratégia analítica se baseia em procedimentos de decomposição das
desigualdades, em parte semelhantes àqueles aplicados por Carvalhaes et al (2014).
Apresentaremos nesta seção a intuição geral desses modelos e, a seguir, os dados
utilizados. Detalhes estatísticos da estimação podem ser encontrados no Apêndice.
O indicador de desigualdade que adotaremos é a variância do logaritmo natural da
renda do trabalho. Diferentemente do índice de Gini, que mede a concentração de
quantidades de rendimento entre frações da população, a variância do log (assim como o
índice de Theil) é um indicador de dispersão ou entropia4. A aplicação do logaritmo tem
a finalidade de anular a unidade de medida da renda, tornando-a sempre comparável:
4 A título de exemplo, se todos os indivíduos possuíssem um mesmo valor de renda, não haveria variância
ou dispersão dessa variável; ou seja, seriam todos “iguais”. Nesse ponto, também o índice de Gini
indicaria ausência de desigualdade. Para uma comparação das diferentes medidas, ver Cowell (1995).
matematicamente, tornam-se desnecessárias conversões monetárias ou aplicação de
deflatores. O uso da variância do logarítimo possui limitações e críticas5, mas ao mesmo
tempo, permite a aplicação de técnicas multivariadas e sofisticadas de decomposição,
fruto de desenvolvimentos recentes (Lemieux, 2006; Western e Bloome, 2009; Mouw e
Kalleberg, 2010). O princípio, de forma bem simples, é o de que a dispersão de uma
variável contínua pode ser decomposta a partir grupos de uma variável categórica. A
variância (ou desigualdade) total é igual à soma da variância entre e intra grupos.
Indivíduos dentro de um grupo são heterogêneos e há também heterogeneidade entre os
grupos dos quais é possível fazer parte.Assim:
Em notação matemática,
(1)
A primeira expressão do lado direito da equação representa o componente entre
grupos. Um grupo (j) é tanto mais desigual quanto mais sua média ( ) distar da média
global da variável ( ) – e a importância de sua contribuição para a desigualdade em
geral é proporcional ao seu tamanho ou fração que ocupa na população como um todo
( ). Mas um grupo pode também contribuir para as desigualdades caso ele próprio seja
internamente desigual ou heterogêneo – ou seja, a depender de sua variância ( ).
Obviamente, a contribuição dessa desigualdade interna também é proporcional ao
tamanho do grupo ( ). Assim, o segundo termo do lado direito da equação representa o
componente intra grupos.
A Figura 1 apresenta um gráfico de uma distribuição hipotética da renda em três
grupos de uma variável categórica. A variância total da renda é toda dispersão das
informações ao longo do eixo horizontal da figura. Nesta imagem estilizada, claramente
se observa que a média de cada grupo é distante da média de outro (desigualdade entre
grupos); além disso, vemos que cada grupo possui um padrão próprio de dispersão e/ou
concentração dos dados (componente intra ou dentro dos grupos).
5 O log é uma transformação não linear e não respeita o “princípio da transferência” (cf. Cowell, 1995).
Figura 1 – Distribuição hipotética da renda entre três grupos
Nessa figura, a desigualdade global pode aumentar ou diminuir a depender de
várias configurações:
1 – Os grupos podem se distanciar entre si. Ou seja, suas médias podem se mover de modo a
polariza-los. Chamaremos isso de efeito de médias ou simplesmente de componente entre
grupos. Trata-se do crescimento da expressão na Equação 1.
2 – Mantendo as médias constantes (i.e., mantendo os grupos em seus lugares), pode haver um
aumento da desigualdade interna aos grupos. Chamaremos isso de efeito de variância ou
componente intra grupos. Trata-se do crescimento da variância na Equação 1.
3 – Mantendo as médias e as variâncias constantes, grupos internamente muito desiguais (como
aquele mais à direita) podem aumentar de tamanho. Ou seja, grupos desiguais passam a compor
uma fração maior da distribuição global. Chamaremos isso de efeito de composição intra. Na
Equação, trata-se do crescimento de , quando multiplica um grupo que já possui grande
variância interna, i.e., que tem um alto valor de .
4 – Mantendo as médias e as variâncias constantes, grupos que já estão em polos opostos podem
aumentar de tamanho (ou seja, o crescimento pode se dar de forma polarizada). Chamaremos
isso de efeito de composição entre. Trata-se do crescimento de , quando multiplica um grupo
que já está distante da média global, i.e., que tem um alto valor de .
Esses são os componentes nos quais fracionaremos a desigualdade de renda ao
longo do período estudado, 1981-2011. Os itens 1 e 4 operacionalizam a forma como
mediremos os efeitos de possíveis polarizações sobre as desigualdades de renda no
mercado de trabalho. O item 1 diz respeito à polarização do estoque dos postos de
trabalho, ou seja, o aumento da distância entre grupos, uma vez que mantemos
constantes os seus tamanhos. O item 4, por sua vez, diz respeito à polarização produzida
através do fluxo, ou seja, pela criação ou redução de postos de trabalho; mantidas
constantes as distâncias existentes.
Em linhas gerais, calculamos esses componentes da Equação 1 para todos os
anos entre 1981 e 2011. Em seguida, congelamos cada um dos componentes por vez nos
seus valores observados no início do período, 1981. Assim, produzimos uma série de
exercícios contrafactuais que permitem distinguir como cada um dos quatro
mecanismos listados acima atuou através de cada variável explicativa do modelo.
Importa-nos responder, por exemplo,
a) Como seria a desigualdade de renda em cada um dos anos até 2011, caso a diferença de
renda entre os grupos tivesse permanecido constante com os valores de 1981? A diferença
entre a desigualdade efetivamente observada e a contrafactual mostra o quanto do
movimento das desigualdades no período se deve ao efeito de médias relacionado à
educação.
b) Como seria a desigualdade de renda em cada um dos anos até 2011, caso a variância da
renda dentro dos grupos tivesse permanecido constante com os valores de 1981? A
diferença entre observado e contrafactual releva o efeito de variância (intra)
c) Como seria a desigualdade de renda em cada um dos anos até 2011, caso o tamanho dos
grupos tivesse permanecido constante com os valores de 1981? A diferença entre observado
e contrafactual releva o efeito de composição6.
Nesta análise, um “grupo” é definido por um cruzamento de diversas
características sociais e individuais. Selecionamos diversos aspectos e dimensões
teoricamente relevantes para a discussão apresentada.
Em primeiro lugar, tomamos o nível de escolarização formal obtido pelos
indivíduos. Com isso, queremos observar de que modo a variação dos componentes
educacionais se comportaram ao longo do período e testar a aderência das explicações
desenvolvidas no âmbito da Economia. É certo que educação não informa apenas sobre
a importância da oferta e da demanda por capital humano, no entanto, as expectativas
das hipóteses SBTC e ALM são bastante específicas: espera-se polarização, ligada
principalmente ao componente de composição – mas também de médias. Do ponto de
vista sociológico, poderíamos esperar, por exemplo, que a recente expansão dos níveis
educacionais (em especial da educação superior), elevasse a desigualdade no interior
dos níveis de escolarização e o tamanho dos grupos já internamente desiguais.
6 Para distinguir entre composição entre e intra através dos contrafactuais, ver Apêndice estatístico.
Para operacionalizar o conceito de estrutura ocupacional, valemo-nos do
esquema neoweberiano de classes desenvolvido por Erikson, Goldthorpe e Portocarrero
(1979). Optamos por uma concepção que privilegie a situação e a posição dos
indivíduos no mercado de trabalho, esse compreendido enquanto lócus de consolidação
e reprodução de desigualdades intra e entre gerações de indivíduos. As classes
ocupacionais podem ser apreendidas enquanto agrupamentos analíticos de ocupações
que partilham de características comuns em relação ao acesso a recursos, oportunidades
e resultados de longo prazo no mercado de trabalho. Se por um lado é certo que para
Weber “propriedade e falta de propriedade são as categorias básicas de toda situação de
classe” (Weber, 1974. P. 213), por outro, um marcador diferencial da sua perspectiva é
que indivíduos de uma mesma classe compartilham chances de vida semelhantes (ibid,
p. 217). Erickson, Goldthopre e Portocarrero (1979), que propuseram a construção de
um esquema que refletisse a diversidade do fenômeno no capitalismo contemporâneo.
Além da posse ou não dos meios de produção, captam também aspectos de qualificação
e da natureza da relação de trabalho entre empregado e empregador7. O resultado foi a
construção de um esquema com onze classes, que pode ser reduzido e reagrupado8. Tal
esquema é um mapa definitivo da estrutura de classes, mas sim um instrumento de
trabalho que permite responder perguntas sociologicamente relevantes (Breen, 2005).
De fato, a produção acadêmica que se utiliza do esquema EGP têm evidenciado
sua robustez9. O esquema se mostra analiticamente relevante na identificação de
regularidades associadas aos diferenciais no mercado de trabalho (Blossfeld, Mills e
Bernardi, 2006), à mobilidade social (Breen, 2004; Costa-Ribeiro, 2007), às
possibilidades de alcance educacional (Shavit e Muller, 1998; Lucas, 2001), ao
consumo cultural (Chan e Goldthorpe, 2007), dentre outros aspectos; seja em estudos
comparativos ou nacionais. Partindo desta tradição, faremos uso desse esquema
adaptado às classificações ocupacionais utilizadas nas pesquisas do IBGE, conforme o
modelo desenvolvido por Barbosa e Marschner (2013)10
.
7 Dentre os empregados a dicotomia central estaria entre posições: i) reguladas por contratos de trabalho;
e ii) reguladas por uma relação de prestação de serviço com o empregador. 8 I) Profissionais, administradores e gerentes de nível alto; II) Profissionais, administradores e gerentes de
nível baixo; III-a) Empregados não manuais de rotina, nível alto; III-b) Empregados não manuais de
rotina, nível baixo; IV-a) Pequenos empregadores; IV-b) Pequenos proprietários, conta própria; IV-c)
Pequenos empregadores rurais; V) Técnicos de nível baixo e supervisores do trabalho manual; VI)
Trabalhadores manuais qualificados; VII-a) Trabalhadores manuais não qualificados; VII-b)
Trabalhadores rurais. 9 O esquema, obviamente, não é livre de criticas. Para uma boa revisão ver: Bertoncelo (2009).
10 Apesar de que a proposta de classificação de Barbosa e Marschner não tenha sido ainda publicada, já
foi largamente utilizada em trabalhos desenvolvidos no Centro de Estudos da Metrópole, em especial em
Como parte da definição de “grupos”, dividimos também os trabalhadores entre
os setores formal e informal do mercado trabalho. A (in)formalidade11
está diretamente
relacionada à regulação macro-institucional do mercado de trabalho, ligando-se à
hipótese de Fernándes-Macías (2012). Além disso, incluímos também a divisão por
sexo, para controlar pelas dinâmicas das desigualdades de gênero que se expressam nos
salários auferidos no mercado. Levamos em conta também a estrutura etária da
população ocupada, para levar em consideração mudanças demográficas. A idade está
ligada a dois aspectos da composição da força de trabalho: em primeiro lugar,
desejamos controlar pelo comportamento dos rendimentos ao longo do ciclo de vida12
,
em segundo lugar, dada a tendências de envelhecimento populacional, é importante
considerar de que modo a alteração na composição etária traz consequências para as
desigualdades.
De maneira operacional, os grupos-alvo de nossa análise são definidos pelas
seguintes variáveis: as classes ocupacionais EGP (oito categorias – excluindo os grupos
rurais), faixas de escolaridade (seis categorias), os setores formal e informal (duas
categorias), grupos de sexo (duas categorias) e faixas etárias (cinco categorias)13
. Um
grupo, na realidade é o cruzamento de todas essas características, por exemplo:
profissionais de nível alto (segundo EGP), com ensino superior, no setor formal, do
sexo feminino, com idade entre 35 e 39 anos. Deste modo, o número total de grupos é
dado pela multiplicação 8 x 6 x 2 x 2 x 5 = 960. Ou seja, potencialmente, um indivíduo
pode pertencer a 960 combinações daquelas categorias explicativas que mobilizamos.
Cada um desses cruzamentos tem um perfil de renda específico, determinado
simultaneamente por todas aquelas características, um perfil de desigualdade interno e
ocupa certa proporção no mercado de trabalho. Para obter as médias e variâncias de
capítulos dos livros “O quanto o Brasil mudou nos últimos 50 anos?”, organizado por Marta Arretche, e
“São Paulo nos anos 2000”, organizado por Eduardo Marques – ambos no prelo pela Ed Unesp. 11
Consideramos como formais os empregados com carteira (inclusive domésticos) ou estatutários,
militares, contas-próprias e empregadores que pagam previdência social. 12
A trajetória dos rendimentos ao longo da vida perfaz uma parábola. Os rendimentos crescem com a
idade, devido ao acumulo de experiência e à estabilidade conquistada até que cheguem a um máximo,
quando o indivíduo possui em torno de 45 a 55 anos. A partir de então, em media, a renda tende a
decrescer, dentre outras coisas, em função a diminuição de funções no mercado (não acumulo de
empregos, aposentadorias etc.) e da competição com a mão de obra de indivíduos mais jovens – que, é
mais barata. 13
Para o EGP, excluímos as classes rurais (proprietários/empregadores, trabalhadores autoempregados ou
de subsistência e volantes). As variáveis de anos de estudos dos anos 1980 foram padronizadas segundo a
proposta de Soares e Lima (2002). Em seguida, para todos os anos analisados, compusemos categorias de
níveis educacionais: analfabeto/sem escolarização, fundamental incompleto, fundamental completo-
médio incompleto (somados), médio completo, superior incompleto e superior completo. Para as faixas
etárias, tomamos os seguintes recortes: 25-34, 35-39, 40-44, 45-49, 50-54 e 55 anos e mais.
cada grupo aplicamos o método de decomposição multivariado baseado em regressões
proposto por Western e Bloome (2009), chamado pelos autores de variance function
regression (VFR). Os detalhes estatísticos desses modelos e sua estimação encontram-
se no Apêndice.
Utilizaremos como fontes de dados as PNADs de 1981 a 2011, selecionando
apenas os indivíduos que trabalhavam na semana de referência da coleta de dados,
tinham renda diferente de zero, possuíam entre 25 a 65 anos e residiam na Região
Metropolitana de São Paulo. A medida de renda que utilizaremos será o rendimento
mensal do trabalho principal da semana de referência. Como dissemos, a transformação
logarítmica faz com que a variância não sofra efeitos de deflatores ou conversões
monetárias – logo, para as análises de decomposição não seriam necessários ajustes na
variável renda. Ainda assim, para apresentar dados descritivos, aplicamos os deflatores
propostos por Corseuil e Fogel (2002).
Resultados
Primeiramente, cabe ressaltar que os valores produzidos pelos modelos de
decomposição da variância se ajustaram bem aos valores efetivamente observados. O
Gráfico 2a traz a comparação entre estimado e observado. Nota-se que apenas em 2009
há leve superestimação. Como a decomposição é feita com base nesses valores preditos,
é importante avaliar a adequação desses resultados preliminares.O Gráfico 2b traz a
decomposição em dois grandes termos: entre e intra grupos (nos termos da Equação 1).
GRÁFICOS 2a e 2b - Comparação entre os valores estimados (modelos) e
observados da variância; Decomposição da desigualdade estimada
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Var
iân
cia
do
Lo
g d
a R
en
da
Anos
Estimado Observado
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
1,2
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Var
iân
cia
do
Lo
g d
a R
en
da
Anos
Entre grupos Intra Grupos Total
Observamos que, de início, o componente entre grupos é responsável pela maior
parte das desigualdades observadas: em 1981, ele responde por 57,7% da variância. No
entanto, em 2011, essa parcela cai para 46,1%. Ou seja, ao longo desses 30 anos, os
grupos se tornaram mais heterogêneos (mais internamente desiguais), o que implica
que, de certo modo, os retornos associados às características que os definem (sexo,
formalidade, renda, idade, educação e classe ocupacional) se tornaram mais incertos.
Essa desigualdade entre indivíduos dentro dos grupos pode se dever a inúmeros fatores
não mensurados em nossos modelos: raça14
, setores econômicos das empresas onde o
trabalho é exercido, características locacionais15
, habilidades e motivações pessoais16
ou
outros conjuntos de características não mensuradas e não observáveis. Nosso modelo
não pretende explicar toda desigualdade existente – o que nem seria possível, tendo em
vista a inumerável quantia de características e variáveis que poderiam assumir
importância analítica sob perspectivas diferentes. Abordamos apenas os aspectos mais
relevantes, do ponto de vista das discussões que mobilizamos.
Apresentamos então os resultados contrafactuais abordados na seção anterior. Eles
permitem uma decomposição mais detalhada a partir de cada uma de nossas variáveis
explicativas. Vejamos, primeiramente, os resultados relativos à educação, central em
todas as abordagens apresentadas anteriormente.
Gráfico 3 – Decomposição contrafactual: efeitos da educação17
14
Optamos por não incluir a raça em nossas análises porque até 1987, essa não era uma variável
sistematicamente presente nos bancos de dados das PNADs. Antes desse ano, questão sobre cor/raça foi
perguntada apenas em algumas edições da pesquisa. Só de 1987 passa a ser parte do questionário básico. 15
Características locacionais intra-municipais não são mensuradas pelas PNADs. 16
Não há pesquisa oficial que tenha algum indicador ou proxy para habilidades e motivação. 17
Todos os gráficos de decomposição contrafactual apresentam, na realidade, valores que são médias
móveis, com vistas a suavizar as linhas e facilitar a leitura dos resultados.
-0,200
-0,150
-0,100
-0,050
0,000
0,050
0,100
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Dif
ere
nça
na
Var
(ln
ren
da)
A
no
Bas
e: 1
98
1
Anos
Média Variância
Composição (Entre) Composição (intra)
Tomando o nível de desigualdades existente em 1981 como base, as linhas do
gráfico acima apresentam de que forma cada um dos componentes contribuiu para
elevar ou diminuir esse patamar. A soma de todas as linhas num dado ano representa o
efeito global da educação sobre as desigualdades até aquele ponto no tempo.
Observando o efeito de médias bem como o efeito de composição (fator entre
grupos), é possível dizer que os retornos e a distribuição educacional nos anos 1980
trouxeram leve polarização para o mercado de trabalho paulistano. Essa tendência é em
parte revertida entre 1989-1990, quando o componente de médias (distância entre
grupos) sofre um rápido declínio. No entanto, entre 1990 e 2002, há um contínuo
crescimento desses componentes – principalmente do efeito de composição. Isso
significa que o saldo de empregos (fluxo) na década de 1990 foi polarizado, sob a ótica
educacional, e que a distância salarial entre mais e menos escolarizados ampliou-se
(efeito sobre todo o estoque). Esse achado corrobora em parte as expectativas da
hipótese ALM: num contexto de acirramento da competitividade, o aumento da
produtividade se faria via demanda de trabalhadores qualificados (skill-biased) e a
rotinização produziria esvaziamento dos postos substituíveis por processos tecnológicos
– como consequência, os demitidos e novos ingressantes pouco qualificados ocupariam
os empregos de menor renda. Polarização seria grande demanda qualificada, por um
lado, e grande oferta desqualificada, por outro.
No entanto, temos que ter em vista que se trata de um período bastante específico.
A reestruturação micro-organizacional é fenômeno sem precedentes – bem como
também o são o alto volume de demissões que inflaram as taxas de desemprego. Além
disso, tudo se deu em meio à estagnação econômica, logo, em meio à parca geração de
novos postos. Deste modo, o viés polarizado, do ponto de vista educacional, talvez
informe menos sobre um novo tipo de “demanda” por qualificação por parte das
empresas e mais sobre o perfil dos “sobreviventes” à crise e à reestruturação. Ao que
parece, os proponentes da hipótese ALM não pretendem tratar apenas de efeitos
conjunturais, mas sim de padrões regulares que estruturam as expectativas das empresas
quanto aos trabalhadores. E não parece ser esse o caso.
A leitura de que na RMSP o fenômeno da polarização possa ter sido mais
conjuntural é corroborada quando observamos os dados de 2002 em diante. Há uma
clara e intensa reversão dos efeitos de média, i.e. a distância salarial entre os grupos
educacionais, de modo geral, passa a decrescer continuamente. Também após 2002,
verificamos a redução da polarização ligada à composição educacional dos postos de
trabalho (fluxo). O caso pode ser também o inverso, no entanto: o período de bonança
econômica pode ter apenas “acolchoado” tendências polarizantes. Não temos, por ora,
elementos para descartar nenhuma dessas duas hipóteses. Mas fato é que podemos
certamente dizer que polarização não é o único fator em jogo. Adicionalmente,
destacamos que o resultante dos dois vetores de polarização, ao final do período
estudado é praticamente nulo: enquanto o saldo líquido do efeito de médias é de redução
da desigualdade, o efeito de composição termina ainda com efeito na direção contrária,
ainda com saldo positivo.
Com respeito às desigualdades internas aos grupos educacionais, há dois grandes
movimentos. O primeiro deles é o comportamento extremamente inconstante da
variância da renda, mas que, ainda assim, na tendência geral, esboça um movimento de
declínio. Rememorando, a variância é a medida de desigualdade interna aos grupos
educacionais – indicando a heterogeneidade dos indivíduos, do status das credenciais e,
não podemos negligenciar, também da produtividade. Ao longo de todo o período (à
exceção do ano de 1989), o componente das desigualdades internas se manteve
negativo. Ou seja, houve homogeneização/equalização dos retornos dentro dos níveis de
escolarização. Justamente por isso, chama a atenção a grande inflexão que ocorre entre
2006-2007, fazendo com que chegue a ser, em 2011, um vetor produtor de
desigualdade. Noutras palavras, de modo geral, as desigualdades internas aos grupos
educacionais (de todos, não apenas de um nível educacional específico) aumentaram
bruscamente. Isso significa ampliação generalizada das incertezas (ou da
heterogeneidade) quanto aos retornos pela educação. Certamente há correlação entre
esse fato e o crescente ingresso de graduados do ensino superior no mercado que se
beneficiaram da grande expansão desse nível educacional. Mas as dinâmicas do ensino
superior não são capazes de explicar todo o fenômeno. O segundo movimento se refere
à contínua tendência de crescimento daqueles grupos que já são mais internamente
desiguais, em especial daquele conjunto de pessoas que detém o ensino médio
completo. Trata-se de um processo que já ocorre ao menos desde 1981, mas que, no
entanto, se intensifica também depois de 2007 (ver o componente “Composição Intra”).
Quando decompomos as desigualdades, encontramos diversos vetores e forças
que atuaram conjuntamente para formar o saldo efetivamente observado nos indicadores
de desigualdade agregados. Apesar de que o indicador geral de desigualdade tenha
caído, encontramos que os vetores especificamente educacionais exerceram impacto no
sentido de aumentar as desigualdades (no ponto final do gráfico, a soma de todos os
componentes é positiva) – o que certamente será contrabalanceado pelas demais
variáveis e seus componentes, uma vez que o saldo global é de queda. Resumindo,
nossa análise aponta que as dinâmicas educacionais na RMSP, entre 1981 e 2011,
elevaram as desigualdades salariais. A grande inversão do componente de variância é a
maior responsável por esse quadro. Em outras palavras, deve-se à incerteza dos retornos
educacionais – provavelmente ligado à diversificação da qualidade da oferta de ensino,
bem como pelo ingresso de uma população cada vez mais heterogênea (com origem
desprivilegiada e mais pobre) no sistema de ensino.
Passamos então para as dinâmicas dos setores formal e informal, que revelam
aspectos da regulação institucional dos mercados de trabalho. Na década de 1980, há
um cenário em que o comportamento dos vetores decompostos é bastante irregular, o
que pode ser compreendido à luz das várias crises, do ambiente econômico
extremamente instável e da elevada inflação. Os ciclos de crise elevam a incerteza
quanto aos retornos pela formalização: podemos ler isso claramente através do
componente da variância; há picos em 1983 e 1989 (momentos de grande instabilidade
e crescimento negativo do PIB per capita no plano nacional) e vale entre 1985-1986
(anos marcados por recuperação). Após 1989, há uma queda quase linear das
desigualdades internas ao grupo formal. É interessante observar que esse é exatamente o
período em que, entre 1989 e 2001, há um grande enxugamento do setor formal na
metrópole. Conjecturando, podemos associar essa queda das desigualdades internas (1)
à relativa (e crescente) homogeneidade no perfil dos sobreviventes às demissões e
reformas pelas quais passaram ou que atingiram as empresas e (2) ao resultado da
estabilidade monetária, que finda com a intensa prática de reajustes salariais (que eram
também desigualmente distribuídos). O intervalo entre 2001 e 2003, de breve
interrupção da tendência, é simultâneo à estagnação da tendência de crescimento do
segmento informal. Quando, a partir de 2004, a formalização é retomada, a queda das
desigualdades continua seu curso, provavelmente agora puxada pela homogeneização
proporcionada por políticas de regulação, em especial a do salário mínimo. O efeito de
composição (vetor intra grupos) mostra também que a reorganização das parcelas
representativas dos grupos formal/informal analisados se fez de modo a produzir
desigualdades – movimento que é interrompido justamente entre 2001-2003.
Gráfico 4 – Decomposição contrafactual: efeitos da (in)formalidade
Nos anos 1990, o vetor do efeito de médias mostra um intenso processo de
polarização entre os setores formal e informal: crescem as diferenças salariais entre os
grupos (eles se tornam mais distantes). Mas, numa escala muito menor, observamos
pelo efeito de composição que a geração de empregos foi mais intensa nos grupos que já
eram polares. Encontramos assim uma forma de polarização que não está ligada apenas
a elementos educacionais ou de qualificação (logo, de produtividade), como pretende a
hipótese ALM. Nesse caso, se deve às dinâmicas institucionais, de regulação e
desregulação.
No período 2005-2011, o processo de polarização se inverte e, simultaneamente,
todos os componentes apresentam declínio sistemático – justamente naquele período de
recuperação das taxas de formalidade. Esse é um ponto central porque nos mostra o
peso da dimensão institucional da regulação das relações de trabalho sobre as
desigualdades. Não é o caso aqui de se debater os motivos pelos quais a formalização
cresceu na última década. Alguns autores (Baltar et al, 2010) têm enfatizado o papel
assumido pela ampliação do escopo de fiscalização do Ministério do Trabalho e dos
incentivos à formalização. O efeito líquido, ao final do período, é muito claro: a
formalização é vetor de queda da desigualdade de rendimentos na RMSP.
Quando decompomos a desigualdade segundo as classes ocupacionais EGP, dois
são os principais resultados. Em primeiro lugar, a queda das desigualdades se deve
basicamente à redução das desigualdades internas às classes. Ao menos desde 1981
havia uma tendência de crescimento da heterogeneidade dos rendimentos no interior das
classes. Esse caminhar se interrompe após a estabilização monetária, ocorrida em 1994
– e, desse ponto até 1999, diminuíram as distancias entre os rendimentos dos indivíduos
-0,200
-0,150
-0,100
-0,050
0,000
0,050
0,100
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Dif
ere
nça
na
Var
(ln
ren
da)
A
no
Bas
e: 1
98
1
Anos
Média Variância
Composição (Entre) Composição (intra)
dentro dos grupos. Nos períodos de maiores incertezas no mercado de trabalho, entre
1994 e 2003, a desigualdade interna às classes volta a crescer, indicando maiores riscos
e incertezas quanto aos retornos ocupacionais. Mas a trajetória final, até 2011, volta a
ser de queda intensa.
Gráfico 5 – Decomposição contrafactual: efeitos da estrutura de classe (EGP)
Em segundo lugar, de forma sinuosa, as diferenças médias decrescem nos anos
1980 – mas os meados dos anos 1990 voltam a ampliar as distâncias de renda entre as
classes. Esse é um período em que também se observa crescimento do efeito de
composição (componente entre grupos). Noutras palavras, há leve polarização, de
acordo com nossas duas medidas, com ápice em 2002. Desse ano em diante, o quadro
começa a ser revertido e então todos os componentes têm queda sistemática. Nenhum
deles registra saldo líquido positivo, ao fim dos trinta anos estudados. Por isso, a grande
homogeneização das rendas internas às classes somada à leve redução das distâncias
entre elas acabaram por se constituir no principal fator de queda das desigualdades na
RMSP.
Tratemos das desigualdades de gênero18
. De modo geral, a diferença dos
rendimentos entre homens e mulheres tem caído sistematicamente desde 1981. Mas
percebam que, no Gráfico 6, a amplitude da escala do eixo vertical é menor nos
anteriores (varia apenas de -0,08 a 0,04). Deste modo, apesar de contínua, essa redução
18
Em linhas gerais (e simplificadamente), a noção de gênero se refere à construção social e simbólica das
relações dentro e entre os grupos de mulheres e homens, pautando rotinas, padrões, normas e
expectativas. Em pesquisas quantitativas, geralmente apenas possuímos a variável sexo para
operacionalizar dinâmicas de gênero. Noutras palavras, entendemos que as assimetrias e hierarquias nas
relações de gênero são o mecanismo produtor das desigualdades observadas nos grupos de sexo.
-0,150
-0,100
-0,050
0,000
0,050
0,100
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Dif
ere
nça
na
Var
(ln
ren
da)
A
no
Bas
e: 1
98
1
Anos
Média Variância
Composição (Entre) Composição (intra)
não é de grande monta. Somando-se a isso, há outros processos que, embora com menor
intensidade, também minimizam esse efeito.
Gráfico 6 – Decomposição contrafactual: efeitos de sexo (gênero)
O primeiro deles é um processo de polarização leve, mas contínua, que ocorreu
entre os grupos de sexo até o ano de 2006, quando finalmente começa a declinar. Isto
quer dizer que grupos opostos na distribuição salarial cresceram. Outro processo que
nos chama a atenção é aquele ligado às desigualdades internas aos grupos. Até o final
dos anos 1980, havia tendências de homogeneização dos salários nos grupos de sexo.
Durante a década de 1990, embora com um comportamento sinuoso, há um crescimento
na desigualdade interna aos grupos, que apesar de sofrer pequena inflexão no início
década de 2000, retorna ao seu curso nos últimos anos da série. Em suma, as dinâmicas
de gênero quase não contribuíram para a redução ou para o aumento das desigualdades,
apesar de que o cenário final tenha uma configuração bastante distinta daquela do
cenário inicial.
Passando a analisar os efeitos da estrutura etária, observamos na RMSP um
quadro diferente daquele observado para o resto do Brasil. As análises no plano
nacional indicam, por exemplo, queda nos retornos pela experiência (tomando a idade
do trabalhador como uma proxy), teria operado como redutora das desigualdades. Em
nosso método de operacionalização, isso seria observado através do efeito de médias.
No entanto, não é o caso: esse componente tem apenas uma minguada redução nos
últimos anos, mas esse movimento se diferencia muito pouco do valor zero. O que
encontramos para a metrópole paulistana, como mostra o gráfico abaixo, é um
-0,080
-0,060
-0,040
-0,020
0,000
0,020
0,040
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Dif
ere
nça
na
Var
(ln
ren
da)
A
no
Bas
e: 1
98
1
Anos
Média Variância
Composição (Entre) Composição (intra)
progressivo aumento de todas as demais dimensões, destacando-se principalmente o
incremento da desigualdade no interior dos grupos etários. Ou seja: os retornos pela
experiência, em média não se reduziram, mas se tornaram mais incertos, mais variantes.
Os dois vetores do efeito de composição também mostram que as alterações nas
proporções dos grupos etários trouxeram aumento dos grupos mais desiguais e
polarizados. Sabendo que, no plano nacional, essa mudança se deu no sentido do
envelhecimento populacional e da homogeneização etária da PEA. Supondo que houve
homogeneização etária da população da RMSP, em paralelo à nacional, é possível dizer
que esse processo demográfico trouxe aumento da desigualdade de rendimento na
RMSP. De certo modo, seria bastante curioso que tal homogeneização etária trouxesse
heterogeneidade de rendimentos. Mas talvez, ao menos na década recente, esse
movimento possa ter correlação com o retorno de muitos desempregados e inativos ao
mercado de trabalho depois do período de estagnação econômica: os indivíduos
reingressantes de várias idades podem ter trazido heterogeneidade e dispersão dos
padrões de rendimento. Mas uma afirmação forte como essa requer um estudo
específico e apropriado, dedicado à dinâmica etária em si mesma. Sabe-se que em São
Paulo há migração seletiva de trabalhadores de certas idades e regiões – e esse fator
poderia ter provocado mudanças na composição etária, gerando os resultados
observados. Deste modo, nossas interpretações quanto aos efeitos da estrutura etária são
ainda hipóteses fracas – mas a presença dessa variável nos modelos é fundamental para
exercer controle sobre as demais.
Gráfico 7 – Decomposição contrafactual: efeitos da estrutura etária
-0,020
0,000
0,020
0,040
0,060
0,080
19
81
19
83
19
85
19
87
19
89
19
92
19
95
19
97
19
99
20
02
20
04
20
06
20
08
20
11
Dif
ere
nça
na
Var
(ln
ren
da)
A
no
Bas
e: 1
98
1
Anos
Média Variância
Composição (Entre) Composição (intra)
De forma a resumir os efeitos líquidos de todos os vetores e variáveis no período
estudado, compusemos a tabela abaixo, que mostra o estado dos componentes de
desigualdade no ano de 2011.
Tabela 1 – Saldos de todos os componentes e variáveis sobre as desigualdades de
rendimento na RMSP no período entre 1981 e 201119
Média Variância
Composição
(entre)
Composição
(intra) Total
Formalidade -0,027 -0,101 0,002 0,012 -0,114
Sexo -0,055 0,020 0,008 -0,007 -0,034
EGP -0,036 -0,080 -0,006 0,001 -0,121
Educação -0,030 0,016 0,071 0,059 0,117
Idade -0,001 0,044 0,008 0,017 0,069
Total -0,147 -0,099 0,082 0,082
Cabe sublinhar que métodos de decomposição das desigualdades possuem
imprecisões, mas que apenas raramente são reportadas (cf. Western e Bloome, 2009). O
mesmo ocorre no caso das Variance regression function, aqui empregadas. Aplicando
procedimentos de re-amostragem (bootstrapping), é possível, de modo simples, calcular
intervalos de confiança para as estimativas – e perceber que, na média, as soma dos
termos decompostos converge para a queda da desigualdade efetivamente observada.
Mas é importante destacar que as tendências e comportamentos de cada um dos vetores
não se alteram substantivamente e os valores finais líquidos também não. Deste modo,
por simplicidade, preferimos apresentar os resultados simples, sem bootstrapping. No
entanto, ressaltamos que a queda efetiva na variância do logaritmo da renda na RMSP
foi de 0,131 entre 1981 e 2011; ao passo que o valor estimado foi de apenas 0,083.
Porém os teste realizados com os procedimentos de re-amostragem sugerem que a
imprecisão na estimação parece bem distribuída entre os componentes, não havendo
nenhum viés sistemático (noutras palavras não se trata de um problema de validade).
Discussão e considerações finais
A RMSP assistiu à queda das desigualdades ao longo dos últimos anos, assim
como todo o Brasil. Mas são muitas suas especificidades. De início, cabe ressaltar que o
estado das desigualdades no ambiente metropolitano foi muito mais suscetível aos
19
Lembramos que os gráficos de decomposição contrafactual foram plotados como medias movies, para
produzir suavização das linhas e facilitar a leitura dos resultados. Esses da tabela são os valores brutos,
não suavizados.
ciclos econômicos e às transformações no mercado de trabalho ocorridas no intervalo de
tempo analisado (ver. Gráfico 1). Em segundo lugar, a própria magnitude da queda é
inferior. E, por fim, vimos que os vetores não são os mesmos que atuaram no plano
nacional.
As explicações baseadas nas expectativas econômicas, cujo principal foco dirige-
se para o perfil de demanda por mão de obra por parte das empresas, aparentemente,
têm vigência restrita para o caso que estudamos. Uma polarização “skill-biased” teve
lugar durante os anos 1990, mas é revertida em boa medida durante a década 2000. E
somente a partir dessa abordagem, não temos elementos para explicar essa reversão.
Além disso, encontramos também polarização associada a outros fatores, que não à
qualificação. Esse foi o caso, por exemplo, das dinâmicas entre setores formal e
informal. Esse resultado nos dá confiança para afirmar que a ação institucional do
Estado sobre o mercado de trabalho, ao remover ou aplicar instrumentos de regulação,
têm o poder de atuar para amplificar ou atenuar assimetrias. Temos evidências para
pensar que este foi o cenário, ao menos nas duas últimas décadas.
Outros fatores de ordem institucional – porém não ligados estritamente à políticas
– também tiveram importante papel. As dinâmicas das classes ocupacionais foram
justamente os componentes que mais tiveram importância na redução das
desigualdades, seguidas de perto pelo processo de formalização da mão de obra. As
hierarquias ocupacionais expressam desigualdades estruturadas e sistemáticas, fundadas
tanto na proteção política de algumas ocupações (associações, sindicatos,
regulamentações profissionais etc.) quando em estruturas institucionais mais difusas,
arraigadas nas representações culturais sobre prestígio e valor, e obviamente na posição
dos ocupantes na estrutura produtiva (i.e., proprietários, empregadores, empregados
etc.) Num estudo como esse não é possível analisar quais os mecanismos que
produziram os efeitos efetivamente observados – podem estar ligados a algum desses
aspectos ou a todos eles. Mas é bastante interessante notar que o principal vetor em
queda é aquele das desigualdades internas às classes. Uma leitura possível sugere que
um regime de classes tenha se tornado mais coeso após esse processo. Ou seja, caindo
as desigualdades entre indivíduos dentro das ocupações, resta principalmente a
desigualdade entre ocupações – fazendo com que esse componente assuma maior
importância explicativa sobre o montante que resta. Essa é uma hipótese forte, que não
tivemos a pretensão de testar, que implicaria em dizer que clivagens sociais definidas
pela posição no mercado de trabalho teriam se tornado mais nítidas. Um resultado
relativamente semelhante foi encontrado por Carvalhaes et al. (2014), num estudo
dedicado às desigualdades ocupacionais no Brasil durante o último decênio. Mas as
consequências práticas no mercado de trabalho dessa maior nitidez nas clivagens
ocupacionais não tão claras – e podem não se correlacionar com outras dimensões da
Estratificação Social (como, por exemplo, com qualquer aspecto ligado ao poder
político).
Podemos também fazer uma leitura institucional das dinâmicas relacionadas às
relações de gênero e mercado de trabalho. É importante destacar que as diferenças de
rendimentos obviamente não comportam toda forma de desigualdade de gênero no
mercado de trabalho. Há, por exemplo, altíssimo viés de seleção nas ocupações e nas
carreiras, que configuram uma verdadeira segmentação no mercado. Há trabalhos
tipicamente femininos e tipicamente masculinos – e, além disso, o escopo de
possibilidades ocupacionais é muito maior entre os homens. Não tratamos desse
aspecto. Além disso, há uma ampla gama de mecanismos de hierarquia e subordinação
que ocorrem no plano microssociológico, dificilmente ou raramente captados por
pesquisas quantitativas. Deste modo, se torna ainda mais difícil dizer sobre um quadro
geral das desigualdades de gênero. Ainda assim, é bastante contundente a redução
contínua das vantagens salariais dos homens sobre as mulheres, que explica cerca de um
terço de todo efeito de médias (ver Tabela 1). No global, no entanto, essa tendência foi
contrabalanceada pelo aumento das desigualdades dentro dos grupos.
Importa destacar que observamos a operação de diversos fatores sociais não
contemplados por expectativas estritamente econômicas – apesar de que, em parte elas,
se verificam. A análise do caso da RMSP mostrou ainda evidências de comportamentos
divergentes das tendências nacionais – no caso, por exemplo, da educação (que ao fim
do período analisado gerava um saldo de aumento das desigualdades) e da idade (que
pela ampliação da variância interna aos grupos etários trazia também mais
desigualdade). Esses achados indicam a vigência de processos específicos, colocando ao
menos em suspenso possibilidades de generalização fácil de diagnósticos. Se não é
possível estender para São Paulo os padrões encontrados no plano nacional, seria
mesmo pouco provável que a aplicação do modelo ALM a diversos países, como
fizeram Goos e Manning (2007), a despeito de todas as diferenças institucionais,
incorresse em impropriedades – como bem sublinha a crítica Fernándes-Macías (2012).
E como já dissemos, nosso estudo apontou que mesmo o padrão de polarização que
teoricamente era esperado pelos economistas foi razoavelmente revertido nos anos
recentes, na RMSP. Esse fato levanta uma questão sobre a força desse processo guiado
pela demanda de trabalho qualificado e sobre as condições necessárias para sua
ocorrência.
Bibliografia Acemoglu, D. 1999. “Changes in unemployment and wage inequality: na alternative theory and
some evidence” The American Economic Review, vol. 89, nº5, pp. 1259-1278.
___________ 2002 “Technical change, inequality and the labor market” Journal of
economic literature, vol. 40, nº1, pp. 7-72.
Acemoglu, D. & Autor, D. 2010 “Skills, tasks and technologies: implications for
employment and earnings” National Bureau of Economic Research, Working Paper
16082. Disponível em: http://www.nber.org/papers/w16082
Arretche, M. 1995 “Emergência e desenvolvimento do Welfare State: teorias explicativas”.
BIB, nº 39, Rio de Janeiro.
Autor, D.; Levy, F; Murnane, R. 2003. “The skill contento of recent technological
change: na empirical exploration” The Quartely Journal of Economics, vol 118, nº 4.
Autor, D.; Katz, L; Kearney, M. 2006. “The skill contento of recent technological
change: na empirical exploration” National Bureau of Economic Research, Working
Paper 11986. Disponível em: http://www.nber.org/papers/w11986.
Baltar et al. 2010. “Trabalho no governo Lula: uma reflexão sobre a experiência brasileira
recente”. Global Labor University Working Papers, s/n.
Barbosa, A. F. 2008. A formação do mercado de trabalho no Brasil. São Paulo, Alameda.
Barbosa, R. e Marschner, M. 2013. "Uma proposta de padronização de classificações em
pesquisas do IBGE (Censos 1960-2010) e PNADs (1981-2011): educação, setores de
atividade econômica e ocupação (ISCO-88, EGP11 e ISEI)". Working paper. São Paulo:
CEM, Mimeo.
Barros, R. P. de; Carvalho, M. de; Franco, S.; Mendonça, R. 2006. “A queda recente da
Desigualdade de Renda no Brasil”. In: Barros, R. P.; Foguel, M. N.; Ulyssea, G. (orgs)
Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente (vol 1). Brasília: IPEA.
Barros, R. P. de; Franco, S.; Mendonça, R. 2006b. “A Recente Queda na Desigualdade de
Renda e o Acelerado Progresso Educacional Brasileiro da Última Década”. In: Barros, R. P.;
Foguel, M. N.; Ulyssea, G. (orgs) Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda
recente (vol 2). Brasília: IPEA.
Barros, R. P. de; Carvalho, M. de; Franco, S.; Mendonça, R. 2006c. “Determinantes Imediatos
da Queda da Desigualdade de Renda Brasileira”. In: Barros, R. P.; Foguel, M. N.; Ulyssea,
G. (orgs) Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente (vol 2). Brasília:
IPEA.
Bicev, J. T. 2010. “Os trabalhadores subcontratados da Região Metropolitana de São Paulo:
precariedade ou estabilização?”. Dissertação de Mestrado em Sociologia, Universidade de
São Paulo.
Blossfeld, H. P.; Mills, M.; Bernardi, F.(org) (2006). “Globalization, Uncertainty and Men’s
Careers: An International Comparison”. Cheltenham. U.K.
Breen, R. (ed) (2004). “Social Mobility in Europe”. Oxford University Press. U.K.
________ (2005) “Foundations of a neo-Weberian class analysis”. In:_____Wright, E. O.
Approaches to class analysis. Cambridge University Press, MA.
Cardoso, A. Sindicatos, trabalhadores e a coqueluche neoliberal. RJ, FGV, 1999.
________. A construção da sociedade do trabalho no Brasil. 1. ed. Rio de Janeiro: FGV, 2010.
v. 1. 463p .
Cardoso Jr., José Celso. "Crise e desregulação do trabalho no Brasil". Tempo Social - Revista
de Sociologia da USP, São Paulo, v.13, n.2, 2001. p.31-59.
Carvalhaes, Flavio; Barbosa Rogério J.;Souza Pedro H. G. F.;Ribeiro, Carlos Antônio C. 2014.
“Os impactos da geração de empregos sobre as desigualdades de renda: uma análise da
década de 2000”. Revista Brasileira de Ciências Sociais, 2014.
Chan, T. W; Goldthorpe. J. (2004) “Is there a status order in contemporary british
society? Evidence from the Occupational Structure of Friendship.” European
Sociological Review. v. 20.
Comin, Álvaro; Barbosa, Rogério; Carvalhaes, Flavio. “Manufacturing Jobs”. ESRC Pathfinder
Programme on Collaborative Analysis of Microdata Resources: Brazil and India, Working
Paper, 2012 (mimeo)
Comin, A. e Amitrano, C. 2003. “Economia e emprego: a trajetória recente da Região
Metropolitana de São Paulo”. Novos Estudos Cebrap, nº 66. São Paulo.
Corseuil, Carlos Henrique; Foguel, Miguel N. “Uma sugestão de deflatores para rendas obtidas
a partir de algumas pesquisas domiciliares do IBGE”. Rio de Janeiro: Ipea, 2002. (Texto para
Discussão, n. 897).
Cowell, Frank A. Measuring Inequality. Oxford: Philip Allan. 1995.
DiPrete, T. et al. 2005. “Work and Pay in Flexible and Regulated Labor Markets: A Generalized
Perspective on Institutional Evolution and Inequality Trends in Europe and the U.S.”
Working paper. Disponível em:
http://www.yale.edu/ciqle/CIQLEPAPERS/DiPrete,%20work%20and%20pay%20in%20flex
ible.pdf
__________ 2000. Trabalhar: verbo transitivo”. Rio de Janeiro, FGV.
Erikson, R.; Goldthorpe, J.; Portocarrero, L. 1979. "Intergenerational Class Mobility in Three
Western European Societies". British Journal of Sociology, vol. 30, p.415-441.
Fernandes, F. 1965. A integração do negro na sociedade de classes. São Paulo, Dominus.
Fernandez-Macías, E. 2012. “Job polarization in Europe? Changes in the emplyment structure
and job quality, 1995-2007”. Work and occupations. Vol 39.
Ferreira, Francisco H. G.; Leite, Philippe G.; Litchfield, Julie, et al. "Ascensão e queda da
desigualdade de renda no Brasil." Econômica, v.8, n.1, p.147-169. 2006.
Fishlow, A. 1972. “Brazilian size distribution of income”. American Economic Review, v. 62,
n. 2.
Freeman, R.; Katz, L. 1995. Differences and changes in wage inequality. Chicago, Chicago
University Press.
Furtado, C. (2006 [1959]) “Formação econômica do Brasil”. Companhia das Letras, São Paulo.
Goos, M.; Manning, A. 2007. “Lousy and lovely jobs: the rising polarization of work in Britain”
The Review of economics and statistics, vol 89, nº 1.
Goos, M.; Manning, A.; Salomons, A. 2009. “Job polarization in Europe” The American
Economic Review, vol. 99, nº2, pp. 58-63.
Goldin, C ; Katz, L. 2008. The race between education and technology. Harvard University
Press, Cambridge, MA.
Guimarães, N. A 2002. “Por uma sociologia do desemprego”. Revista Brasileira de Ciências
Sociais, vol 17, n° 50. São Paulo.
_______________ 2004. Caminhos cruzados: estratégias de empresas e trajetórias de
trabalhadores. São Paulo, Editora 34.
_______________ 2006. “Novas formas, novas medidas? Desemprego, trajetórias ocupacionais
e experiências na produção de informações”. São Paulo em Perspectiva, v. 20, nº 4. São
Paulo.
_______________ 2009. “A sociologia dos mercados de trabalho: ontem e hoje”. Novos
Estudos CEBRAP, n° 85, São Paulo.
_______________ 2009. Desemprego: uma construção social. Belo Horizonte, Argumentvm.
_______________ 2011. “O que muda quando se expande o assalariamento (e em que o debate
da sociologia pode nos ajudar a compreendê-lo?)”. Revista Dados, v. 54, nº4. Rio de Janeiro.
Grusky, D.; Weeden, K. 2008. "Are There Social Classes? A Framework for Testing
Sociology's Favorite Concept." In: A. Lareau e D. Conley (org.). Social Class. How Does It
Work?
___________ (2002) “Technical change, inequality and the labor market” Journal of economic
literature, vol. 40, nº1, pp. 7-72.
Hofmann, R. e Duarte, J. C. 1972. A distribuição da renda no Brasil. “Revista de Administração
de Empresas”, v. 12, n. 2.
Kalleberg, A. e Sorensen, A. 1979. “The sociology of labor markets”. Annual Review of
Sociology, v 5, p. 351-379.
Kalleberg, A. 2012. “Job quality and precarious work: clarifications, controversies and
challenges”. Work and occupations. Vol 39
Kowarick, L. 1975. Capitalismo e Marginalidade na América Latina. Rio de Janeiro, Paz e
Terra
Kuznets, S. 1955. “Economic Growth and Income Inequality”. The American Economic
Review, Vol. 45, No. 1. (Mar., 1955), pp. 1-28.
Langoni, C. G. 2005 [1973]. Distribuição de renda e desenvolvimento economic no Brasil. Rio
de Janeiro, FGV.
Lemieux, Thomas. “Increasing Residual Wage Inequality: Composition Efects, Noisy Data, or
Rising Demand for Skill?”. American Economic Review, v.96, 2006. Pp.461-98.
Lucas, S. (2001) “Effectively Maintained Inequality: Education Transitions, Track
Mobility, and Social Background Effects”. American Journal of Sociology, v. 106, nº6.
Machado da Silva, L. A. 1971. Mercados metropolitanos de trabalho manual e marginalidade.
Dissertação de Mestrado, PPGAS do Museu Nacional. UFRJ, Rio de Janeiro.
______________________ 1991 “A (des) organização do trabalho no Brasil urbano”. São
Paulo em Perspectiva, Vol IV, nº 3 e 4. São Paulo.
Marx, I. 2007. A new social question?. Amsterdam University Press, Amsterdam.
Mimieux, T. 2007. “The changing nature of wage inequality”. National Bureau of Economic
Research, Working Paper 13523. Disponível em: http://www.nber.org/papers/w13523
Mouw, T. e Kalleberg, A. 2010. Occupations and the structure of wage inequality in the United
States, 1980s to 2000s. American Sociological Review. Vol 75.
Neri, M. 2011. A nova classe média. São Paulo, Editora Saraiva.
Nun, J. L. 2003. Marginalidad y exclusion social. Buenos Aires, Fondo de Cultura Económica.
Oesch, D., e Menes, R. 2012. “Upgrading or polarization? Occupational change in Britain,
Germany, Spain and Switzerland, 1990-2008”. Socio-Economic Review, 9, 503-532.
Oliveira, F. 2003 Crítica à razão dualista; o ornitorrinco. São Paulo, Boitempo.
Rodrigues, I. J. 2009. “Estratégia operária e neocapitalismo”. Tempo Social, v. 21, p. 51-64.
Santos, W. G. 1979. Cidadania e justiça. Rio de Janeiro, Editora Campus.
Shavit, Y; Müller, W. (org) (1998). “From School to Work: A Comparative Study of
Educational Qualifications and Occupational Destinations”. Oxford, UK.
Silva, Nelson do Valle. "Os rendimentos pessoais." In: C. Hasenbalg e N. D. V. Silva
(Ed.). Origens e destinos: desigualdades sociais ao longo da vida. Rio de Janeiro:
Topbooks, 2003b.
Singer, P. 1973. Economia política da urbanização. São Paulo: Braziliense/Cebrap
Soares, S.; Lima, A. F. 2002. A mensuração da educação nas Pnads da década de 1990”. IPEA -
Texto para Discussão Nº 928, Rio de Janeiro.
Soares, S. 2010. O ritmo na queda da desigualdade no Brasil é aceitável?. Revista de Economia
Política, 30, 3: 364-380.
Weber, M. (1974) “Parlamentarismo e governo numa Alemanha reconstruída”
In_____Tragtenberg, M. Weber, Ensaios de sociologia e outros escritos. Abril Cultural, São
Paulo.
Western, B.; Bloome, D. 2009. “Variance function regressions for studying inequality”.
Sociological Methodology, v.39, p.293-326.
Wright, E. O.; Dwyer, R. 2003. “The Patterns of Job Expansions in the United States: A
Comparison of the 1960s and 1990s,” Socio-Economic Review 1, 289–325.
Zheng, H.; Yang, Y.; Land, K. 2011. “Variance Function Regression in Hierarchical Age-
Period-Cohort Models: Applications to the Study of Self-Reported Health”. American
Sociological Review, v.76, p.955-983.
Apêndice Estatístico
A variância do logarítimo da renda pode ser decomposta segundo o seguinte:
(A.1)
Onde:
j : Categoria ou grupo
: média da categoria
: grande média da do log da renda.
=proporção (de 0 a 1) de cada categoria
= variância dentro de cada categoria
Quando o número de grupos analisados é muito grande e fruto da interseção de
categorias de diversas variáveis, possível adotar métodos de decomposição baseados no uso de
regressões. O modelo básico da Variance Function Regression (VFR) pode ser implementado
em dois passos (Western e Bloome, 2009):
(A.2)
(A.3)
A expressão A.2 é uma regressão linear convencional que estima um valor médio da
variável dependente, dado um conjunto de covariáveis. Se essas covariáveis forem categóricas,
os valores preditos serão as médias de todos os grupos formados pelas interseções das
categorias. Os resíduos dessa regressão serão justamente a parcela de variação não explicada na
determinação dessas médias, ou seja, a desigualdade entre indivíduos dentro dos grupos. Como
todos os resíduos já estão centralizados nas médias dos grupos, a soma ponderada dos resíduos
ao quadrado indica a variância dentro dos grupos.
Havendo heterocedasticidade (ou seja, que a variância não sendo constante dentro dos
grupos), é possível tomar as próprias variáveis que delimitam os grupos como fator explicativo
da variância. Deste modo, o segundo passo é tomar os resíduos ao quadrado como variável
dependente num modelo de regressão Gama com função de ligação logarítmica (própria para
variáveis estritamente positivas e assimétricas à direita)20
. Com isso, ferimos um dos
pressupostos básicos da análise de regressão, o da homocedasticidade – que, em caso de
violação, enviesa os erros-padrão das estimativas. No entanto, as a heterocedasticidade é parte
constituinte da VFR. Western e Bloome (2009) inclusive advertem que a variância não é apenas
um “componente não explicado” ou “assistemático”, mas sim um atributo estrutural que pode
receber explicação sociológica. Por exemplo, é característica da ocupação de administrador ter
uma variância ou desigualdade interna muito maior do que a do grupo dos juízes (devido a
inúmeros fatores socionormativos). Essa característica deve ser incorporada ao modelo. Para
então obter estimativas não enviesadas dos erros, é possível implementar um método iterativo
de ajuste dos dois passos por máxima verossimilhança. A função de máxima verossimilhança é
dada por:
20
A regressão Gama é uma família dos modelos lineares generalizados, implementada na maioria dos
pacotes estatísticos.
(A.4)
Onde di indica os resíduos ao quadrado da regressão linear. Deste modo, os passos para
a implementação são: (1) estimar a regressão linear, salvar os resíduos; (2) ajustar a regressão
gama sobre os resíduos ao quadrado, salvando os valores preditos:
; (3) ajustar
novamente a regressão linear, usando como peso (weighted least squares); (4) repetir os
passos 2 e 3 até que a função de máxima verossimilhança atinja convergência.
Os coeficientes da regressão linear expressam assim o efeito das diferenças de médias
entre grupos e os coeficientes da regressão gama as diferenças entre as variâncias dos grupos.
Os valores preditos das duas regressões podem substituir, na Equação A.1, e
respectivamente.
Ajustamos esses modelos para todos os anos, entre 1981 e 2011 e a substituição dos
valores preditos na equação da variância produziu os resultados apresentados no Gráfico 2. Para
estimar a decomposição contrafactual das desigualdades para cada variável:
(1) Fixamos os coeficientes das regressões lineares nos valores de 1981 e calculamos
os valores preditos. A diferença entre a desigualdade observada num dado ano e a
desigualdade contrafactual informa o efeito de médias.
(2) Fixamos os coeficientes das regressões gama em 1981 e calculamos os valores
das variâncias dentro dos grupos. A diferença entre a desigualdade efetivamente
observada num dado ano e a desigualdade informa o efeito de variância.
(3) Para o efeito de composição ajustes adicionais são necessários. Calcula-se as
proporções marginais da variável de interesse em 1981 ( ) e as proporções
marginais num dado ano t da série ( ). Sendo a proporção do grupo j no total
de grupos existentes, é possível calcular uma proporção ajustada que fixe valores
com base nas distribuições marginais de 1981 apenas com base na variável de
interesse a partir de .
a. O efeito de composição (fator entre grupos) é calculado através do uso
dessa proporção ajustada apenas no primeiro termo da expressão de
decomposição da variância A.1.
b. O efeito de composição (fator intra grupos) é calculado através do uso dessa
proporção ajustada apenas no segundo termo da expressão de decomposição
da variância A.1.