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Dados

Print version ISSN 0011-5258On-line version ISSN 1678-4588

Dados vol.44 no.1 Rio de Janeiro  2001

http://dx.doi.org/10.1590/S0011-52582001000100004 

Mobilidade de Classe no Brasil em Perspectiva Comparada*

Carlos Antonio Costa Ribeiro e Maria Celi Scalon

 

 

É fato amplamente reconhecido que os processos de crescimento econômico e de industrialização no Brasil foram rápidos e praticamente ininterruptos desde 1945 até o início da década de 80. Foi ao longo deste período que o país deixou definitivamente de ser uma sociedade rural e agrária para se transformar em uma sociedade predominantemente urbana e industrial. Também é fato notório que nos anos 80 e 90, contrariando as tendências das décadas anteriores, a economia brasileira esteve perto da estagnação1. Apesar de termos algumas indicações de que a estrutura de classes brasileira se modificou durante esse período2, ainda não temos respostas precisas para as seguintes perguntas: como se modificou a estrutura de classes no Brasil durante esses períodos de crescimento e crise? Quais os impactos que o rápido processo de industrialização provocou nos padrões de mobilidade social? Será que a estrutura de classes se tornou mais aberta, ficou mais fechada ou permaneceu apresentando o mesmo grau de rigidez? Ou, em outras palavras, será que as chances relativas de mobilidade se modificaram? Será que as mudanças na estrutura de classes e nos padrões de mobilidade no Brasil são atípicas quando observadas em perspectiva comparada com outros países? Nosso propósito no presente artigo é fornecer respostas plausíveis a essas cinco perguntas.

A primeira providência a ser tomada é a definição de um esquema de classes sociais que possa ser usado para implementar comparações históricas e internacionais. Felizmente, os dados brasileiros podem ser classificados de acordo com um esquema de classes que vem sendo amplamente utilizado em pesquisas comparativas. Este esquema de classes foi inicialmente proposto por Erickson, Goldthorpe e Portocarrero (1979) e por Goldthorpe, Llewellyn e Payne (1987) para o estudo da mobilidade social de acordo com a perspectiva da análise de classes. Nos círculos de pesquisa comparativa internacional ele é conhecido como EGP (iniciais dos formuladores: Erickson, Goldthorpe e Portocarrero). Segundo o sociólogo inglês John Goldthorpe, cujo empenho em definir os contornos teóricos da mobilidade de classes tem sido o mais consistente, o estudo da mobilidade social usando o esquema de classes EGP e modelos estatísticos log-lineares seria especialmente adequado para descrever empiricamente a formação de classes sociais e os padrões de fluidez social, ou, inversamente, os padrões de rigidez da estrutura de classes. Antes de expormos por que o estudo da mobilidade social é central para o entendimento da formação de classes e da fluidez social, abordaremos sucintamente os fundamentos teóricos que guiam a elaboração das sete classes do esquema EGP que são utilizadas neste artigo.

Tendo em vista que o debate sobre classes sociais é fundamental na teoria sociológica contemporânea, qualquer tentativa de apresentá-lo nas poucas páginas deste artigo estaria fadada à incompletude. Nesse sentido, nos limitaremos a apresentar brevemente as principais características da perspectiva teórica que estamos adotando3. O esquema de classes EGP foi desenhado para descrever classes sociais segundo duas posições distintas nas relações de trabalho: empregadores e/ou proprietários e empregados. Empregadores seriam diferenciados de acordo com o tamanho de seus estabelecimentos e a quantidade de pessoas que empregam, sendo que trabalhadores autônomos poderiam ser definidos como "auto-empregados" e/ou pequenos proprietários sem empregados. Em contraste, Goldthorpe define dois tipos distintos de contrato de trabalho para os empregados: um "contrato de trabalho restrito" (labour contract ou labour relationship), que caracterizaria as relações de trabalho dos membros da classe trabalhadora, e outro envolvendo autonomia por parte dos empregados (service relationship), que caracterizaria as relações de trabalho de profissionais, administradores e gerentes, ou seja, de trabalhadores de colarinho-branco de alto nível (white-collar). De acordo com o "contrato de trabalho restrito", os salários são definidos diretamente de acordo com o nível de esforço ou de produção dos empregados. Este tipo de contrato de trabalho dá ao empregador não apenas uma maior liberdade para substituir os empregados, como também a possibilidade de supervisionar diretamente, ou através de supervisores e capatazes, o trabalho dos empregados. O segundo tipo de contrato de trabalho (service relationship) é caracterizado pelo fato de que os empregadores devem estabelecer relações de confiança e comprometimento com os empregados, que em virtude de seu conhecimento especializado ou exercício delegado de autoridade, não podem ser diretamente supervisionados. Além destas características relativas às relações de trabalho, o esquema EGP também incorpora distinções quanto ao setor de atividades: rural ou urbano. O esquema de classes derivado dessas considerações teóricas agrega em cada classe indivíduos em posições ocupacionais comparáveis em termos de seus níveis de renda, seus graus de segurança econômica, suas possibilidades de avanço na carreira e seus graus de autonomia para desempenhar as atividades de trabalho.

Seguindo esses princípios teóricos, os dados sobre ocupação dos respondentes e de seus pais, contidos nas Pesquisas Nacionais por Amostras de Domicílios ¾ PNADs de 1973, 1988 e 1996, foram recodificados de forma a construir as sete classes sociais do esquema EGP. São exatamente estas classes que foram utilizadas para classificar os dados provenientes de diversos outros países estudados no Projeto CASMIN** (Comparative Analysis of Social Mobility in Industrial Nations)4. As classes sociais são as seguintes5:

I+II – Profissionais, administradores e gerentes (service relationship ou relação de trabalho envolvendo ampla delegação de autoridade aos empregados);

III – Trabalhadores não manuais de rotina (contrato misto, ou seja, a relação de trabalho geralmente envolve um nível baixo de delegação de autoridade aos empregados e ao mesmo tempo permite que o empregador exerça algum grau de supervisão direta do trabalho);

IVa+b – Pequena burguesia ou pequenos proprietários com ou sem empregados (empregadores ou empregados por conta própria)6;

IVc1 – Empregadores e proprietários rurais;

V+VI – Técnicos e supervisores do trabalho manual e trabalhadores manuais qualificados ("contrato de trabalho restrito", mas envolvendo um grau mínimo de delegação de autoridade no caso dos supervisores);

VIIa – Trabalhadores manuais não qualificados (contrato de trabalho restrito);

VIIb – Trabalhadores manuais não qualificados no setor rural (contrato de trabalho restrito).

Ao longo deste artigo utilizamos estas sete classes sociais para descrever e analisar comparativamente a formação de classes e o grau de fluidez social da estrutura de classes no Brasil. Nas análises de taxas relativas de mobilidade em que comparamos diversos países, agregamos essas sete classes em cinco: 1) trabalhadores de colarinho-branco (I+II/III); 2) pequena burguesia (IVa+b); 3) trabalhadores no setor rural (IVc1+VIIb); 4) trabalhadores manuais qualificados (V+VI) e 5) trabalhadores manuais não qualificados (VIIa). Enquanto a formação de classes é analisada a partir da descrição das taxas absolutas de mobilidade social, a fluidez social é analisada usando modelos log-lineares que descrevem as taxas relativas de mobilidade social.

As taxas absolutas de mobilidade são obtidas mediante cálculos percentuais simples tanto dos fluxos de entrada e de saída na tabela de mobilidade, cruzando classe de origem nas linhas com classe de destino nas colunas, quanto dos índices de mobilidade total. Essas taxas e índices descrevem a evolução da estrutura de classes de um determinado país ao longo do tempo ou podem ser usados na comparação entre países. Por exemplo, utilizando essas taxas absolutas é possível verificar que classes estão se expandindo e quais estão diminuindo ao longo do tempo, qual a origem dos membros de cada classe social, e qual o montante de mobilidade que é devido a mudanças no tamanho de cada classe de origem (medida pela classe do pai) e de destino (classe do filho). Como as distribuições de origem e destino são sempre diferentes em qualquer tabela de mobilidade, há sempre uma certa quantidade de mobilidade social que é conseqüência de diferenças entre os marginais (origem e destino) das tabelas. O que se verifica em pesquisas comparadas é que o grau de mobilidade social, medido por taxas absolutas, varia bastante de país para país e ao longo do tempo em um mesmo país, de acordo com as diferentes trajetórias que levam de economias agrárias e rurais a economias industriais e urbanas. Em outros termos, poderíamos dizer que a formação das classes sociais depende, em grande medida, do ritmo e da velocidade do processo de industrialização. Na literatura sobre mobilidade parece haver um certo consenso no que diz respeito à relação entre taxas absolutas e transformações econômicas. Diferentes autores concordam que as taxas absolutas de mobilidade variam de país para país e ao longo do tempo, de acordo com características e flutuações específicas do processo de industrialização em cada período histórico e em cada país (p. ex., Duncan, 1966; Blau e Duncan, 1967; Bendix e Lipset, 1959; Hout e Hauser, 1992; Erickson e Goldthorpe, 1992; Hout, 1989).

Em contraste, há grande controvérsia quanto à relação entre industrialização e flutuações nas taxas relativas de mobilidade. Enquanto teorias liberais prevêem que, com o processo de industrialização, haveria um aumento da fluidez social (p. ex., Ganzenboom, Luijkx e Treiman, 1989; Kerr et alii, 1960; Hout, 1988), partidários da análise de classes defendem que esta é independente do processo de industrialização e raramente se altera ao longo do tempo e de país para país (p. ex., Goldthorpe, 1985; Featherman, Hauser e Jones, 1975; Goldthorpe e Marshall, 1992; Erickson e Goldthorpe, 1992; 1993). Segundo esta última perspectiva, a fluidez social diminuiria como conseqüência de políticas específicas, visando mais igualdade socioeconômica e não como conseqüência direta do processo de desenvolvimento econômico. Mas como é definida e analisada empiricamente a fluidez social?

O grau de fluidez social da estrutura de classes é analisado a partir das taxas relativas de mobilidade social que nada mais são do que as razões de chances (odds ratio) obtidas através de modelos log-lineares que descrevem o grau de associação estatística entre classes de origem e de destino. As taxas relativas de mobilidade social comparam, por exemplo, as chances de pessoas com origens em classes sociais distintas alcançarem uma mesma classe social de destino. Se essas chances forem bem distribuídas, podemos dizer que a classe de origem está pouco associada à classe de destino (se o valor das razões de chances é igual a um, não há associação entre as variáveis); em contraste, se as chances forem mal distribuídas podemos dizer que o destino de classe está fortemente associado à classe de origem (as razões de chances seriam muito maiores que um). Ou seja, quando a associação entre origem e destino de classe é fraca se pode dizer que há muita fluidez social, e quando a associação é forte se pode dizer que há pouca fluidez social ou, inversamente, que a estrutura de classes é mais rígida. Freqüentemente, pesquisadores referem-se às taxas relativas de mobilidade como sendo uma medida da desigualdade de oportunidades de um determinado sistema de estratificação.

Conforme afirmamos, nosso objetivo aui é responder às perguntas que propusemos no primeiro parágrafo. No entanto, para que nossas respostas fiquem claras foi necessário explicitar não apenas as linhas teóricas que definem o esquema de classes que adotamos, mas também o que estamos entendendo por formação de classes e por fluidez social. Antes de analisarmos as taxas absolutas e relativas de mobilidade social no Brasil e em outros países industrializados, descreveremos as principais características do processo de industrialização e urbanização no Brasil. O caso brasileiro é interessante para o estudo comparativo da mobilidade de classes justamente porque a transformação de uma estrutura social predominantemente agrária e rural para outra marcadamente industrial e urbana foi muito recente. Dentre os países com os quais comparamos o Brasil, apenas a Irlanda, a Irlanda do Norte, a Polônia e a Hungria passaram por transformações semelhantes desde a Segunda Grande Guerra. Mesmo assim, as mudanças nesses países são certamente bastante distintas das que ocorreram no Brasil. Tais diferenças no ritmo e nas características do processo de industrialização são previstas pela teoria de mobilidade social e são facilmente perceptíveis nas taxas absolutas apresentadas neste artigo. Em contraste, como indicamos acima, há teorias concorrentes sobre a relação entre fluidez social e crescimento econômico. Por conseguinte, nossas análises trarão novas evidências, provenientes do caso brasileiro, para enriquecer o debate teórico sobre mobilidade social e transformações socioeconômicas.

 

MUDANÇAS ESTRUTURAIS NO BRASIL

Estudos sobre industrialização no Brasil afirmam que a transição para uma sociedade industrializada ainda está em curso. A idéia de que as características de uma sociedade "arcaica" e "tradicional" convivem com aspectos "modernos" é não só predominante como também fonte de crítica da própria concepção de que a industrialização traz necessariamente o bem-estar social7. O Brasil tem uma economia rica ¾ segundo alguns índices, é a oitava mais rica do mundo ¾ e, ao mesmo tempo, um dos índices mais altos de desigualdade de renda e riqueza já vistos (Bacha e Klein, 1989; Barros, Henriques e Mendonça, 2000). O professor e pesquisador Edmar Bacha, ex-economista do governo, cunhou o conhecido e sensacionalista nome de "Belíndia" para descrever a estrutura socioeconômica do país como um misto da rica e "moderna" Bélgica com a pobre e "tradicional" Índia. Com um Produto Interno Bruto ¾ PIB per capita de US$ 5.000 em 1998, não se pode considerar o Brasil um país pobre, de modo que a pobreza de uma parcela significativa da população só pode ser uma conseqüência da distribuição desigual de riqueza e renda. Nesta seção forneceremos algumas informações que não somente indicam a situação paradoxal da "Belíndia", como também expõem as características das mudanças estruturais que vêm ocorrendo no país desde meados do século XX.

O Brasil teve o crescimento econômico mais rápido entre os países da América Latina, com uma taxa de crescimento do PIB per capita na ordem de 4,3% anuais entre 1950 e 1980. O desenvolvimento do setor moderno da economia, com o apoio do Estado, mudou a estrutura do mercado de trabalho, principalmente pela transferência de mão-de-obra do campo para o setor industrial e o de serviços. Embora a industrialização no Brasil tenha começado na década de 30, só depois da Segunda Guerra Mundial é que ela atingiu ritmos de crescimento mais rápidos e constantes.

Duas grandes mudanças na estrutura de classes podem ser apontadas. A primeira é a expansão das relações de trabalho capitalistas durante as décadas de 60 e 70. A proporção da população empregada representava menos da metade da População Economicamente Ativa ¾ PEA em 1960, mas elevou-se para 59% em 1970 e chegou a mais de dois terços em 1980. A segunda é a expansão dos estratos ocupacionais intermediários e o processo de burocratização do trabalho. Por exemplo, o número de pessoas ocupadas em postos não manuais de rotina pulou de 2,5 milhões em 1960 para 8,2 milhões em 1980. Estes 8,2 milhões constituem uma nova classe média urbana (Hasenbalg e Silva, 1988, cap. 1).

Esses processos podem ser atribuídos à evolução do mercado de trabalho industrializado e urbanizado. O setor industrial teve um crescimento notável durante os anos 60 e 70, mas na década de 80 houve uma tendência ao declínio. De fato, nos anos 80 e 90, foi o setor terciário que cresceu mais rapidamente. De 1979 a 1989, por exemplo, o número de pessoas empregadas nesse setor aumentou de 4,5 milhões para 8,1 milhões.

A Tabela 1 mostra a distribuição temporal da PEA nos três setores da economia.

 

 

O processo de urbanização intensifica-se então, e na década de 60 assiste-se ao Brasil se transformar de uma sociedade rural em uma sociedade urbana. O Gráfico 1 mostra a evolução da população urbana nas últimas seis décadas.

 

 

Em 1996, a taxa de urbanização era de aproximadamente 80%. Esses dados revelam bem mais do que uma simples mudança populacional, pois indicam também importantes transformações na economia, na estrutura do emprego e no acesso a bens e serviços.

Entretanto, o setor secundário da economia (industrial) está concentrado na região Sudeste (São Paulo e Rio de Janeiro) e as novas classes ¾ ligadas ao mercado de trabalho moderno ¾ misturam-se com formas mais tradicionais de produção. Esta é uma situação comum na América Latina, como explica Shanin (1978): "Na América Latina, o modo de produção capitalista se combina, de várias formas, com outros modos de produção, o que gera um grau de complexidade difícil de entender". Além disso, no Brasil, a população urbana cresceu em um ritmo mais rápido do que o desenvolvimento industrial, o que significa que houve dificuldades para incorporar trabalhadores no mercado formal, trazendo como conseqüência o desemprego e o subemprego.

Os anos 90, ademais, caracterizaram-se pela introdução de um novo modelo econômico baseado na abertura comercial e financeira do mercado, pela privatização dos serviços públicos e das empresas estatais e por muitas outras medidas destinadas a atrair o capital privado internacional. Nesse contexto, o Estado deixou de ter um papel predominante. O aumento dos impostos, aliado à limitada capacidade das empresas estatais de competir no mercado internacional, levou à "desindustrialização". Isto é, a mão-de-obra deslocou-se para postos de trabalho no comércio de bens e outros serviços nos quais a proteção legal e a regulamentação do trabalho são quase inexistentes. Segundo estimativas recentes do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística ¾ IBGE, o nível de emprego industrial caiu 48% entre 1990 e 1999 (Hasenbalg, 2000).

Em conseqüência disso, no início da década de 90, 4 milhões de habitantes de áreas rurais estavam à procura de emprego e 23 milhões trabalhavam no mercado informal ¾ número que se iguala ao dos trabalhadores do setor formal. Essa tendência se fortaleceu durante a década, e o setor informal cresceu em uma taxa acelerada, como mostra o Gráfico 2.

 

 

Apesar da expansão do setor informal na década passada, as mudanças estruturais a que nos referimos na seção anterior sugerem que, de modo geral, a qualidade de vida das pessoas melhorou consideravelmente. A transferência da mão-de-obra do setor rural para o urbano provocou uma profunda transformação na estrutura social e teve a importante conseqüência de intensificar a mobilidade ocupacional, gerando e aumentando as expectativas de ascensão de status. No entanto, diversas formas de desigualdade ¾ especialmente a desigualdade de renda ¾ continuaram a se desenvolver, abrindo um enorme hiato entre os diferentes grupos sociais. Por exemplo, em 1997, os 10% da população que recebiam os salários mais altos ficavam com 47% do total da renda gerada pelo trabalho, enquanto os 10% que recebiam os salários mais baixos ficavam com apenas 1% desse total (Barros, Henriques e Mendonça, 2000).

Em 1998, os 40% da população trabalhadora de menor renda recebiam um salário médio mensal de US$ 90 ¾ quantia inferior ao salário mínimo legal ¾ , ao passo que os 10% de maior renda recebiam um salário médio mensal de US$ 1.800 (O Globo, 29/3/00, p. 22). Entre os 40% mais pobres, 32,1% não tinham emprego formal e 30,5% trabalhavam por conta própria. Esses números caem para 6,8% e 20,8%, respectivamente, quando são incluídos os 10% mais ricos. Pode-se verificar, porém, que apenas 8,8% dos 40% de renda mais baixa tinham postos na indústria, enquanto 14,6% dos 10% de maior renda estavam empregados nesse setor. O Índice de Gini aumentou nos últimos trinta anos, o que indica que a desigualdade de renda continuou crescendo ao longo do tempo. A Tabela 2 mostra as tendências do Índice de Gini.

 

 

Vimos que as mudanças sociais pelas quais a sociedade brasileira passou desde os anos 40 foram de grande magnitude. Mas os níveis de desigualdade também continuaram a crescer. Como se comportaram os padrões de mobilidade nesse contexto de mudanças estruturais e crescente desigualdade de renda? Esta é a pergunta que vamos examinar a seguir, lançando mão da análise das taxas de mobilidade absoluta e relativa.

 

COMPARAÇÃO DA EVOLUÇÃO TEMPORAL DAS TAXAS DE MOBILIDADE SOCIAL NO BRASIL

Nesta seção usaremos dados coletados pelas PNADs de 1973, 1988 e 1996 para analisar taxas de mobilidade absoluta e relativa. A PNAD é realizada anualmente pelo IBGE desde 1967 e inclui informações básicas sobre características da população, emprego e trabalho, renda, educação e habitação. Todos os anos, um suplemento tratando de temas especiais é adicionado à amostra básica. Em 1973, 1988 e 1996 esses suplementos incluíram perguntas sobre origem social e mobilidade.

A PNAD baseia-se na seleção probabilística de uma amostra definida em três estágios. As unidades primárias selecionadas são os municípios; as secundárias, os setores censitários; as terciárias, os domicílios. Todos os moradores com mais de 10 anos de idade de um domicílio são pesquisados e pesos são atribuídos para torná-los representativos da população. Dados sobre mobilidade social são coletados apenas do chefe, ou da chefe, do domicílio e de seu cônjuge8.

As perguntas referentes à mobilidade social foram praticamente as mesmas nas três pesquisas citadas e possibilitam construir esquemas de classe comparáveis. Dessa maneira, as pesquisas permitem fazer comparações temporais e internacionais usando as mesmas variáveis.

Na análise desenvolvida a seguir, usamos o esquema de sete classes de Erickson, Goldthorpe e Portocarrero (1979) e o de cinco classes de Erickson e Goldthorpe (1992). As tabelas adotadas nas comparações internacionais pertencem ao Projeto CASMIN.

Nas duas próximas seções, apresentamos análises que comparam taxas de mobilidade entre diferentes países e entre diferentes cortes temporais. Embora as comparações internacionais aqui desenvolvidas não apliquem um modelo estruturado para a análise de dados ¾ isto é, as comparações não se baseiam em modelagem estatística ¾ , as análises são interessantes porque colocam o Brasil em uma perspectiva internacional. As comparações temporais, em contrapartida, seguem uma abordagem estruturada, pois usam modelos para analisar as mudanças no tempo da fluidez social.

Taxas de Mobilidade Absoluta

Com o objetivo de analisar as características das taxas de mobilidade absoluta no Brasil, descrevemos as tendências históricas destas taxas pela comparação dos dados provenientes de três pesquisas ¾ 1973, 1988 e 1996 ¾ e fazemos comparações internacionais que contrastam os dados brasileiros com os de outros países. Já vimos que a estrutura social brasileira havia passado por mudanças bastante significativas desde os anos 50 e que, em conseqüência disso, houve um rearranjo da distribuição das posições ocupacionais para se adaptar às condições de um novo mercado de trabalho. Nesse sentido, a análise das taxas de mobilidade absoluta pode ajudar a descrever o impacto direto de tais mudanças na mobilidade social.

Começamos pelas taxas de mobilidade total. A proporção das pessoas entrevistadas cuja classe de destino é diferente da classe do pai (taxa de mobilidade total) aumentou no período de 1973 a 1996. Em 1973 era de 61,1%, subiu para 66,9% em 1988 e caiu para 66,4% em 1996. Esses números não são atípicos se comparados com os de outros países na década de 70, mas contradizem os resultados obtidos por outros estudos brasileiros que usaram uma escala ocupacional diferente (Pastore e Silva, 2000:49). É importante ressaltar que o índice de mobilidade total varia conforme o número de classes sociais empregado, ou seja, de acordo com a dimensão da tabela de mobilidade. Tabelas com mais categorias ou classes tendem a ser mais acuradas na sua especificação do total de mobilidade. Tendo em vista que nossas análises utilizam sete classes, em lugar de apenas três, como o fazem Pastore e Silva (idem), devemos concluir que os números aqui apresentados são mais acurados.

A Tabela 3 apresenta dados sobre mobilidade total em alguns países industrializados.

 

 

Antes de passarmos às comparações entre os dados sobre fluxos de saída da classe de origem (outflows) e fluxos de entrada da classe de destino (inflows), examinaremos as tendências da distribuição da população nas classes de origem e destino no Brasil. A Tabela 4 mostra essas distribuições para os anos de 1973, 1988 e 1996, segundo o esquema EGP de sete classes. A distribuição por classes de destino reflete a estrutura de classes da sociedade brasileira para a população masculina em cada ano. A distribuição por classes de origem, porém, não representa a estrutura de classes de qualquer período determinado, pois a idade dos pais varia muito e não são incluídos homens que nunca tiveram filhos (Blau e Duncan, 1967), mas mostra que as origens sociais dos entrevistados em uma dada pesquisa mudaram ao longo do tempo.

 

 

Examinando a Tabela 4, verificam-se as mudanças na distribuição das classes entre os anos 70 e as décadas de 80 e 90. De fato, as duas últimas décadas mostram um padrão muito semelhante de distribuição de posições de classe. Observe-se que a única classe que segue um padrão diferente é a dos trabalhadores manuais não qualificados (VIIa), que cresceu entre 1988 e 1996, provavelmente em conseqüência do aumento do número de pessoas que acharam uma colocação no setor informal, tendência que já apareceu no Gráfico 2.

Além disso, a tendência mais evidente no que diz respeito à classe de destino é uma redução do número de trabalhadores rurais ou da classe VIIb. Em 1973, 30,0% da população trabalhadora masculina empregada pertencia às classes rurais, enquanto em 1996 este número era de somente 20,2%. Essa retração do setor rural também fica clara quando observamos mudanças no tamanho da classe IVc1 (proprietários rurais): em 1973, cerca de 4,5% da população masculina era formada por empresários rurais; em 1996 este número caiu para 1,2%. Contrastando com esses decréscimos, todas as demais classes cresceram entre 1973 e 1996.

Levando-se em conta o rápido processo de urbanização da sociedade brasileira desde a década de 60, esses fatos não surpreendem. Além disso, a partir da década de 70, a estrutura social tem se baseado cada vez mais na mão-de-obra industrial e no setor de serviços.

A participação das classes manuais urbanas (classes V+VI e VIIa) na estrutura social brasileira passou de 41,1% em 1973 para 45,3% em 1996. Não se trata de um aumento particularmente notável, mas é interessante comparar o tamanho das classes manuais urbanas ¾ formadas basicamente de trabalhadores manuais ¾ com o tamanho das outras classes. Em 1996, 45,3% dos homens ocupavam posições na classe manual urbana (classes V+VI e VIIa) contra apenas 33,3% empregados em ocupações não manuais urbanas (classes I+II, III e IVa+b). Em 1973, os números correspondentes eram 41,1% e 24,3%, respectivamente. Comparando 1973 e 1996, devemos concluir que houve uma expansão do conjunto do setor urbano, tanto no que diz respeito às classes não manuais quanto às manuais. Entretanto, considerando a proporção total dessas cinco classes, observamos que os trabalhadores manuais representavam 37,2% de todos os trabalhadores em 1973 e 42,4% em 1996. Isso significa que o incremento da mão-de-obra urbana se caracterizou principalmente pela expansão do setor manual. Em outras palavras, no setor urbano, as posições manuais cresceram mais rápido que as não manuais.

Outra comparação interessante a fazer é entre o tamanho da classe dos profissionais, administradores e gerentes (classe I+II) ¾ que abrange os trabalhadores mais especializados do mercado de trabalho ¾ e o tamanho da classe dos trabalhadores manuais não qualificados, urbanos e rurais (classes VIIa e VIIb). A porcentagem dos não qualificados diminuiu de 52,4% em 1973 para 44,4% em 1996 (e a maior parte desse decréscimo se deveu ao encolhimento das classes rurais). A porcentagem dos profissionais, administradores e gerentes (classe I+II) aumentou de 8,0% em 1973 para 11,4% em 1988, tendo reduzido um pouco em 1996, quando foi para 10,4%. Embora essas mudanças assinalem um aumento da mão-de-obra altamente especializada e uma redução da não qualificada, deve-se notar que a porcentagem dos especializados ainda é pequena em comparação com a dos não qualificados.

A pequena burguesia foi a classe que mais cresceu entre 1973 e 1996. O incremento de 56,0% pode ser interpretado como efeito de alguns dos processos estruturais que apontamos na discussão anterior acerca da estrutura social brasileira, principalmente a urbanização e a expansão dos serviços.

Usando o conceito de "mobilidade estrutural" (Pastore, 1981; Scalon, 1999), pode-se obter uma medida descritiva que mostra a parcela da mobilidade resultante de transformações na distribuição das posições sociais. Os índices de mobilidade estrutural correspondentes às três pesquisas da PNAD foram de 35,8% em 1973, 36,1% em 1988 e 33,2% em 1996. Como se vê, o índice ficou relativamente estável no tempo.

O índice de mobilidade estrutural é calculado subtraindo-se a proporção da classe de destino da proporção da classe de origem, mas somente para aquelas classes nas quais o resultado da operação tem sinal positivo. Observando-se a distribuição das classes, nota-se que as únicas posições que têm uma proporção mais alta na origem do que no destino são as classes IVc1 e VIIb ¾ ambas ligadas ao campo. Isso nos permite afirmar que a mobilidade estrutural no Brasil se caracterizou unicamente pelo movimento de transferência da mão-de-obra do setor rural para o urbano. Pode-se alegar também que esse padrão de transferência foi constante no período analisado9.

Em resumo, os dados confirmam que a desigualdade de posições continua alta no Brasil. Ainda que as classes rurais tenham diminuído rapidamente desde 1973, parece que seus membros foram simplesmente transferidos de postos manuais rurais para postos manuais urbanos.

O crescimento do número de profissionais, administradores e gerentes (classe I+II) não foi muito grande, o que mostra que essas posições ainda são ocupadas por uma pequena parcela da população trabalhadora masculina em comparação com as posições inferiores na estrutura de classes. Os dados sobre classe de destino em 1973, 1988 e 1996 confirmam que as pessoas ocupam posições extremamente desiguais na estrutura de classes no Brasil e que a maioria da população está empregada em funções manuais não qualificadas.

Contudo, a distribuição das classes de destino e de origem não nos diz se a estrutura de classes é fechada, nem se existe um alto grau de recrutamento interno da elite. Para verificar essas questões devemos examinar os fluxos de entrada, começando pela comparação destes em classes selecionadas no Brasil com os de alguns países europeus, usando o modelo de sete classes do Projeto CASMIN. A Tabela 5 mostra alguns resultados dessa comparação. Mostra, p. ex., que no caso dos profissionais e empregados em funções administrativas e de gerência no Brasil, o aspecto mais notável não é tanto a extensão do fechamento social, mas o grau de heterogeneidade de suas classes de origem. Em 1996, 29% dos membros dessa classe no Brasil se originavam da classe trabalhadora urbana. Esta porcentagem é um pouco superior à de 1973 e comparável à de alguns países europeus nos anos 70 (França, Irlanda, Hungria e Polônia), bem como à Irlanda em 1987. Em confronto com os índices dos países europeus na década de 70, o Brasil distingue-se pelo elevado nível do fluxo de entrada na classe I+II por parte de pessoas oriundas das classes rurais. Em 1973, 27% dos empregados em funções profissionais e gerenciais tinham origens rurais. Esse número permaneceu quase estável em 1988 e 1996 (27% e 26%, respectivamente) e continuou superior ao de outras sociedades européias nos anos 70. O recrutamento interno na classe I+II manteve-se em torno de 17% de 1973 a 1996. Em outras palavras, mais de 80% dos profissionais, administradores e gerentes são recrutados em outras classes. Pela lógica do esquema de classes que estamos usando, a idéia de um fechamento social da elite não é aplicável ao caso brasileiro. Contudo, o recrutamento maciço em outras classes poderia ser visto como conseqüência do início tardio da industrialização brasileira em relação à dos países europeus.

Esses resultados confirmam as conclusões de Pastore e Silva (2000), que usaram um esquema de classes diferente do nosso. Cabe, porém, notar que tanto eles quanto nós usamos uma definição extremamente agregada do conceito de "elite". Se analisássemos o fechamento da "elite" de maneira mais precisa ¾ isto é, definindo-a de forma mais restrita e não como sinônimo de profissionais, administradores e gerentes ¾ , nossos resultados provavelmente seriam diferentes.

Se nos chama a atenção o fato de que um terço dos profissionais, administradores e gerentes é recrutado em classes rurais, em contraste, não surpreende que mais da metade da classe trabalhadora urbana no Brasil provenha de classes ligadas ao meio rural. De fato, 66% dos trabalhadores manuais urbanos em 1973 tinham origem rural. Embora essa proporção tenha caído para 59% em 1988 e 52% em 1996, ela continuou mais elevada do que a de qualquer país europeu nos anos 70. Por outro lado, o recrutamento interno na classe trabalhadora urbana no Brasil é menor do que o encontrado na Europa, apesar de ter aumentado de 25% em 1973 para 35% em 1996.

Contrastando com a heterogeneidade das origens das classes urbanas, pode-se dizer também que a classe dos trabalhadores manuais rurais (VIIb) é muito fechada e homogênea, e nela o recrutamento interno responde por cerca de 90% de sua composição nos três anos estudados (ver, Tabela B do Anexo 1).

Em suma: os dados indicam que os migrantes rurais no Brasil foram absorvidos tanto pela classe manual urbana quanto pela elite. Mas a maioria dos trabalhadores rurais foi para ocupações manuais urbanas (66% em 1973). O fato de ter sido recente a transformação estrutural do Brasil de uma sociedade rural para uma sociedade urbano-industrial, reflete-se claramente nas comparações acima apresentadas. Ainda que seja possível observar outras tendências interessantes de fluxos de entrada na Tabela B do Anexo 1, passamos agora à análise de alguns dados de fluxos de saída (outflows).

As taxas de fluxo de saída fornecem boas informações sobre as chances de pessoas do sexo masculino de uma dada classe de origem serem encontradas em determinadas classes de destino. A Tabela 6 compara algumas dessas taxas selecionadas no Brasil com suas correspondentes em países europeus nos anos 70 e na Irlanda em 1987. Ela nos dá boas informações sobre a hereditariedade de classe e sobre a mobilidade para posições de classe alta ou baixa no Brasil. A porcentagem dos homens provenientes da classe I+II que permaneciam nessa posição social era de 46% em 1973 e 37% em 1996. Esse número é inferior ao registrado em alguns países europeus nos anos 70 e indica que a hereditariedade na classe dos profissionais, administradores e gerentes não é alta no Brasil. Por outro lado, a mobilidade descendente, a partir dessa classe, para o setor manual urbano no Brasil foi de cerca de 21% em 1973, mesmo índice verificado na França, Irlanda e próximo ao da Inglaterra na década de 70. Em 1996, um em cada quatro homens oriundos da classe I+II desceu para a classe trabalhadora urbana (24%).

A mobilidade ascendente, da classe trabalhadora urbana para a elite, tem sido muito pequena no Brasil. Em 1973, 1988 e 1996 apenas um em cada cinco homens passou por essa experiência. Nesse aspecto, os dados brasileiros são semelhantes aos da Irlanda em 1973 e 1987. A hereditariedade na classe trabalhadora urbana oscilou em torno de 60% no Brasil entre 1973 e 1996.

Cabe notar ainda que raramente se verifica mobilidade descendente nas classes altas. Como se pode ver na Tabela 6, Brasil, França e Irlanda são os países onde a mobilidade descendente, da classe I+II para ocupações manuais, é menor. Isso nos leva a concluir que a mobilidade ascendente não resultou da troca de posições entre trabalhadores de diferentes origens de classe, mas foi uma conseqüência de transformações estruturais que abriram novas posições nos grupos ocupacionais superiores no mercado de trabalho.

As taxas de saída da pequena burguesia (IVa+b) mostram que o fluxo desta classe para a de profissionais, administradores e gerentes (I+II); para a de trabalhadores não manuais de rotina (III) e para as classes rurais (VIIb e IVc1) diminuiu ao longo do tempo (ver a Tabela A do Anexo 1). Por outro lado, a hereditariedade, ou imobilidade, cresceu assim como o fluxo para as classes de trabalhadores manuais urbanos. As taxas de fluxo de entrada indicaram que a pequena burguesia (IVa+b), como as demais classes, era formada principalmente por homens de origem rural. O resultado mais surpreendente, porém, foi a duplicação, de 1973 para 1996, da proporção de homens da pequena burguesia com origem nas classes não manuais, quais sejam, I+II e III. A porcentagem dos homens provenientes de setores manuais também cresceu significativamente. Esses resultados indicam que a pequena burguesia ¾ que conforme dissemos se havia expandido com o tempo ¾ recrutou membros nos estratos urbanos, especialmente nos setores não manuais. Já o recrutamento interno na pequena burguesia se manteve constante entre 1973 e 1996 (ver Anexo 1 para os números exatos).

Que conclusões podemos tirar do exame das distribuições de classe de origem e classe de destino, dos fluxos de entrada e de saída no Brasil?

Bendix e Lipset (1959) formularam a hipótese conhecida como threshold hypothesis de que a passagem de um país do estágio pré-industrial para o industrial promove um grande volume de mobilidade intergeracional. Desse modo, haveria uma ruptura entre duas etapas do desenvolvimento econômico-social que levaria a altas taxas de mobilidade absoluta, não consistindo, entretanto, em um aumento da fluidez social ou da igualdade de oportunidades. A experiência brasileira não mostra nenhum momento historicamente específico em que tenha havido um deslocamento muito intenso da agricultura para a indústria e os serviços. Embora as décadas de 50, 60 e 70 representem duas conjunturas históricas de forte impulso industrial, os dados sugerem que o deslocamento da mão-de-obra rural para o trabalho urbano se deu gradualmente, ao longo de anos, e não de maneira abrupta, em um período específico. Provavelmente, isso é uma decorrência do fato de que a urbanização se processou no Brasil antes do verdadeiro desenvolvimento industrial (Lopes, 1971).

As teses de Sorokin ([1927] 1959) de que as antigas barreiras são freqüentemente substituídas por novas barreiras e de que as flutuações nas taxas de mobilidade absoluta não decorrem de uma diminuição da desigualdade parecem aplicar-se ao caso brasileiro. A análise anterior demonstrou que as posições de elite foram resguardadas da experiência da mobilidade descendente, o que lhe assegurou condições de reprodução interna e hereditariedade, e que a redução das classes rurais encontrou paralelo no aumento da classe dos trabalhadores manuais urbanos.

Pudemos observar também que as taxas de mobilidade total no Brasil, em uma comparação entre países, não revelaram um padrão diverso. Assim, ao contrário de Pastore (1981) e Pastore e Silva (2000), não podemos sustentar a idéia de que o volume da mobilidade no Brasil é extraordinariamente alto; ao contrário, mostrou ser compatível com o de outros países industrializados. Mas é verdade que a mobilidade social no Brasil se caracterizou por mudanças e deslocamentos estruturais da mão-de-obra rural para a urbana, o que certamente gerou um profundo impacto no regime de mobilidade e nas chances de vida da população.

A análise da distribuição das classes de origem e das de destino mostrou que o fenômeno mais notável foram as transferências da mão-de-obra dos setores rurais para os urbanos. Isso não chega a ser uma surpresa, a julgar pelos dados que indicam a velocidade dos processos de urbanização e industrialização no país a partir da década de 60. Deve-se prestar atenção, igualmente, na expansão da pequena burguesia decorrente do crescimento do setor de serviços.

As taxas de fluxo de entrada mostraram que o recrutamento de homens de origem rural foi considerável em todas as classes de destino analisadas. Entretanto, o próprio setor rural é muito isolado, pois o auto-recrutamento nas classes de trabalhadores rurais é responsável por 90% de sua composição interna.

A abertura das classes urbanas e a natureza endógena das classes rurais só podem significar que os movimentos para as classes superiores não representam um processo de troca mas, ao contrário, uma necessidade de preencher o número crescente de posições criadas durante a rápida expansão urbana e industrial. Além disso, as classes manuais urbanas foram as que incorporaram a principal parcela dos trabalhadores de origem rural. Isso nos permite afirmar que o Brasil se caracteriza por uma mobilidade de curta distância.

Verificamos também que a imobilidade é mais baixa no Brasil do que em outros países europeus, e o mesmo se pode dizer da mobilidade descendente. Ambos os fatos confirmam que a mobilidade ascendente não encontrava equivalência na mobilidade descendente, isto é, que não houve troca.

Nossas análises indicam que a mobilidade no Brasil se deve mais à mudança estrutural do que à troca ou circulação entre posições de classe. Se isso é verdade, temos de nos perguntar em que medida a mobilidade se traduziu em maior igualdade. Esta é uma das razões que nos levam a analisar as taxas de mobilidade relativa, ou seja, verificar se as transformações estruturais produziram mais fluidez social e mais chances relativas na estrutura de classes.

Taxas de Mobilidade Relativa

Nesta seção, apresentaremos uma análise inicial da mobilidade relativa. Nesse sentido, não trabalharemos com modelagem ¾ no sentido pleno do termo ¾ para estudar o regime de mobilidade no Brasil; faremos apenas alguns testes gerais sobre este regime. Na realidade, ajustamos os modelos de Independência, de Fluidez Social Constante e o de Diferença Uniforme (Unidiff), que são usados para analisar dois grupos de tabelas de mobilidade (as fórmulas para esses modelos estão incluídas no Anexo 2). Em primeiro lugar, analisamos as tabelas 7 por 7 de mobilidade para pessoas entre 20 e 64 anos de idade, em 1973, 1988 e 1996. Em seguida, examinamos as tabelas 5 por 5 de mobilidade para quatro coortes etárias: 25-34, 35-44, 45-54 e 55-64 anos de idade em 1973, e comparamos a tabela resultante com tabelas similares de outros países incluídos no Projeto CASMIN. A intenção é simplesmente verificar se a fluidez social diminuiu, continuou igual ou aumentou nas últimas décadas no Brasil, e fazer comparações entre as tendências brasileiras e as de outros países, mediante o uso de dados dos anos 70.

 

 

O modelo de Independência testa a hipótese de que não existe associação alguma entre origem e destino, isto é, que origem e destino são não só diferentes em cada coorte ou ano de pesquisa, mas também independentes (não há associação entre origem e destino). O modelo da Fluidez Social Constante (CnSF), por sua vez, teste a hipótese de que existem associações entre classe de origem e classe de destino, entre coorte ou ano de pesquisa e classe de destino, e entre coorte ou ano de pesquisa e classe de origem. Como não há interação de três variáveis (origem, destino e coorte ou survey), o modelo CnSF implica que o nível de associação entre classe de origem e classe de destino é constante no tempo. Nesse sentido, as razões de chances (odds-ratios) seriam similares no tempo ¾ em relação às coortes ou aos anos de pesquisa.

O propósito da comparação do modelo CnSF com o modelo básico de Independência é indicar quanto da associação nas tabelas pode ser explicada pelo modelo CnSF e quanto pelo modelo básico de Independência. Por último, ajustamos o modelo Unidiff aos dados. Este modelo é usado para observar em que direção e em que extensão a força da associação entre classe de origem e classe de destino difere entre coortes ou entre pesquisas. Se o parâmetro (ou coeficiente) estimado pelo modelo Unidiff for menor do que 1, pode-se dizer que a associação entre origem e destino diminui em relação aos dados de base ¾ que, em nosso caso, são ou o ano de 1973 ou a coorte mais velha. Em contrapartida, se o coeficiente for maior do que 1, conclui-se que a associação entre origem e destino aumentou em relação ao valor de base. O uso do modelo Unidiff garante um aperfeiçoamento da análise das mudanças temporais na "fluidez social" ou nas taxas de mobilidade relativa no Brasil, porque até agora a análise dos dados brasileiros apenas usou o modelo de Fluidez Social Comum (Silva e Roditi, 1988; Pastore e Silva, 2000). De fato, o modelo Unidiff é mais eficiente para testar hipóteses que dizem respeito a aumentos ou decréscimos ao longo do tempo na associação entre classes de origem e de destino, do que somente para medir a existência de uma associação constante ou não constante ao longo do tempo (que é o teste feito pelo modelo CnSF).

O ajuste do modelo de Independência, do modelo de Fluidez Social Constante e do modelo Unidiff à tabela de três fatores (7 por 7 por 3) para comparação entre classe de destino e classe de origem (em sete categorias) nos três anos (1973, 1988 e 1996) é apresentado na Tabela 7.

Embora os modelos não se ajustem aos dados de acordo com seus respectivos valores de p, o modelo CnSF explica 98,9% e o Unidiff 99,3% da associação entre origem e destino não explicada pelo modelo de Independência. Ademais, a estatística BIC indica que o modelo Unidiff explica bem os dados e representa um aperfeiçoamento, que é significativo no nível de 0,05, em relação ao modelo CnSF ¾ de acordo com a comparação · L2= 128,1 com 3 graus de liberdade.

O modelo Unidiff indica que as taxas de mobilidade relativa mudam no tempo (os parâmetros para 1988 e 1996 são, respectivamente, -0,12 e -0,17). Mais precisamente, mostra que os padrões de fluidez social parecem ter aumentado de 1973 para 1996, ou seja, origens e destinos estavam menos associados em 1988 e 1996 do que em 1973. Esse resultado contradiz não só as conclusões de Silva e Roditi (1988) para o Brasil ¾ usando o modelo CnSF e um outro esquema de classes ¾ , como também a hipótese FHJ a respeito da fluidez social constante no tempo (Featherman, Hauser e Jones, 1975). Nosso teste geral indica que as chances relativas de mobilidade aumentaram no período de 1973 a 1996. As chances de uma pessoa nascida em uma classe baixa alcançar uma posição em uma classe alta, relativamente às chances de uma pessoa de classe alta permanecer nessa mesma classe, aumentaram em 1996 em relação a 1973. Isto não quer dizer que uma pessoa oriunda de uma classe baixa tem as mesmas chances de uma pessoa nascida em uma classe alta de alcançar uma posição elevada, mas significa que essas chances eram menos desiguais em 1996 do que em 1973.

O que se pode dizer acerca da tendência das taxas de mobilidade relativa no Brasil em comparação com as de outros países? Para responder a esta pergunta precisamos de dados similares sobre outros países. Esses dados não estão disponíveis, mas temos tabelas de mobilidade, divididas em quatro coortes de idade, 25-34, 35-44, 45-54 e 55-64 anos, para muitos países. Essas tabelas provêem de pesquisas realizadas na década de 70 e foram anteriormente analisadas por Erickson e Goldthorpe (1993). Aplicando a essas tabelas os modelos de Independência, de Fluidez Social Constante e Unidiff, podemos observar e comparar grosso modo tendências nas taxas de mobilidade relativa antes de 1970 nesses países.

A Tabela 8 mostra os resultados do ajustamento desses modelos aos dados das tabelas de mobilidade que cruzam as classificações de origem (medida pela classe do pai), destino (medido pelo primeiro emprego do filho) e coortes de idade (25-34, 35-44, 45-54 e 55-64 anos) para cada um dos seguintes países: Brasil, Inglaterra, França, Alemanha Ocidental, Hungria, Irlanda, Irlanda do Norte, Polônia, Escócia, Suécia, Austrália, Estados Unidos e Japão. A análise desenvolvida não faz uma comparação estruturada entre as tendências das taxas de mobilidade relativa nesses países; simplesmente aplica os modelos citados à tabela de cada país. Separadamente, o objetivo dessas análises é verificar em que países é possível detectar mudanças nas taxas de mobilidade relativa. Em outras palavras, as análises são úteis para observar as mudanças ocorridas na associação entre origens e destinos antes da década de 70 em cada um desses países. O fato de que alguns deles mostram um decréscimo na associação ¾ significando, portanto, que se tornaram mais fluidos com o tempo ¾ não quer dizer que eles têm um regime de mobilidade mais aberto que o de outros países; indica apenas que origens e destinos estão se tornando menos associados com o decorrer do tempo em um determinado país. Por exemplo, o fato de que um modelo que prediz maior fluidez se ajusta ao caso húngaro e não ao caso japonês não significa que o regime de mobilidade seja mais aberto na Hungria do que no Japão. Na realidade, não estamos comparando diretamente esses países, mas tão-somente as mudanças ocorridas no tempo em cada um deles. Por conseguinte, os resultados para a Hungria e o Japão, por exemplo, apenas indicam que o regime húngaro de mobilidade se está tornando mais aberto com o tempo e que o mesmo não está acontecendo com o japonês. A Tabela 8 apresenta o ajuste dos modelos à tabela de cada país e a Tabela 9 mostra os valores de Unidiff e do modelo de Mudança Diagonal.

 

 

 

A Tabela 8 mostra que o modelo de Fluidez Social Constante (OC, DC, OD) produz melhores resultados do que o modelo de Independência em todos os países, o que quer dizer que origem e destino não são independentes nesses países e que os padrões de associação são constantes nas coortes. Contudo, no Brasil, na França, na Alemanha Ocidental, na Hungria e na Suécia o modelo Unidiff é melhor do que o de Fluidez Social Constante, o que significa que nesses países a associação entre origens e destinos mudou nas coortes. A Tabela 9 mostra as estimativas paramétricas para o modelo Unidiff e para outro modelo (não usado na tabela anterior), o de Mudança Diagonal. O modelo Unidiff testa a hipótese de que origem e destino se tornaram menos associados com o decorrer do tempo. Se o modelo Unidiff se ajusta aos dados e os valores diminuem da coorte mais velha para a mais jovem em um determinado país, então se pode dizer que as chances relativas de mobilidade se estão tornando menos desiguais com o tempo. Além disso, se os valores obtidos a partir do modelo de Mudança Diagonal seguem um padrão similar, há evidências de que a imobilidade está diminuindo, isto é, que, na diagonal da tabela de mobilidade, origens e destinos estão se tornando menos associados com o tempo.

Conforme se vê na Tabela 9, somente no Brasil e na Hungria o modelo Unidiff e o modelo de Mudança Diagonal produzem melhores resultados do que o modelo CnSF. Nesses dois países, os parâmetros estimados indicam um aumento na fluidez e um declínio geral na propensão para a imobilidade de classe. O modelo Unidiff também se ajusta melhor que o CnSF para os dados da França, Alemanha e Suécia. Na França, parece haver uma diminuição, enquanto na Alemanha e especialmente na Suécia, provavelmente, está havendo um aumento da fluidez10. Uma hipótese razoável para o aumento da fluidez social no caso brasileiro é que a transferência em massa da mão-de-obra rural para o mercado de trabalho urbano, que ocorreu nos anos 60, está de algum modo associada com os resultados indicados por nossos modelos.

A análise apresentada neste artigo sobre as tendências da fluidez social no Brasil é a primeira a usar o modelo Unidiff para dados de um país latino-americano. Os resultados mostram que a hipótese geral de que as taxas de mobilidade relativa tendem a ser constantes no tempo (Featherman, Hauser e Jones, 1975; Erickson e Goldthorpe, 1992) não se verifica no Brasil. Esses resultados são importantes porque trazem novas evidências vindas de um país que vem passando por grandes transformações estruturais, isto é, a partir dos anos 50, o Brasil passou não só por um período de desenvolvimento econômico, mas transformou-se, em velocidade acelerada, em uma sociedade urbana. A hipótese da constância das taxas de mobilidade relativa parece não ser aplicável em países que tiveram a experiência de grandes mudanças estruturais, como o Brasil e, talvez, a Irlanda, a Hungria, a Polônia, a Coréia do Sul e outros. Seria interessante aperfeiçoar a análise comparativa para os países que passaram por essa experiência de rápidas mudanças econômicas e estruturais em décadas recentes. Há dados para esse tipo de análise, os métodos são atualmente melhores, mas a literatura sobre mobilidade social comparada não está suficientemente desenvolvida para tratar desse tema11.

 

CONCLUSÕES

As análises que desenvolvemos ao longo deste artigo nos permitiram fornecer respostas às perguntas que propusemos no início. Nestas conclusões apresentamos resumidamente nossas respostas, indicamos alguns pontos fracos e propomos novos rumos para futuras pesquisas.

1 - Como se modificou a estrutura de classes no Brasil entre 1973 e 1996?

É através da simples inspeção da Tabela 4 que respondemos a esta pergunta. A tabela indica que entre 1973 e 1988 houve uma diminuição significativa no tamanho das classes sociais (de destino) de proprietários rurais e de trabalhadores rurais. Além disso, constatamos que entre 1988 e 1996 a estrutura de classes (destino de classe) permaneceu praticamente a mesma. A principal mudança parece ter ocorrido entre 1973 e 1988, representando um período marcado por grandes transformações estruturais na sociedade brasileira, durante o qual os rápidos processos de industrialização e urbanização contribuíram para remodelar a estrutura de classes brasileira.

No entanto, observamos que o percentual de homens em ocupações manuais não qualificadas (urbana ou rural) permanece muito elevado ao longo de todo o período. Parece haver apenas uma transferência da mão-de-obra do setor rural para o setor urbano sem haver alterações significativas na diferença entre trabalho manual qualificado e não qualificado.

Uma vez aceitos os princípios classificatórios que utilizamos para definir as classes sociais descritas neste artigo, a principal limitação de nossa resposta diz respeito ao número restrito de classes (sete) que utilizamos. Uma análise incluindo um número maior de classes sociais possibilitaria observar mudanças e continuidades na estrutura de classes com maior precisão. Além disso, se tivéssemos a distribuição de classes em mais de três pontos no tempo, poderíamos verificar em que momentos precisos as modificações ocorreram (tal análise, utilizando apenas a distribuição ocupacional dos respondentes, seria possível, uma vez que há PNADs disponíveis para praticamente todos os anos desde 1973 até hoje).

2 - Quais os impactos que o rápido processo de industrialização provocou nos padrões de mobilidade social?

Os impactos foram, com certeza, bastante significativos. A principal indicação desses impactos pode ser observada na grande disparidade entre as distribuições das classes de origem e das classes de destino nos três anos estudados (Tabela 4). O fato de as distribuições de origem e destino serem muito diferentes significa que um grande número de homens teve de procurar posições de classe distintas de suas classes de origem. De acordo com nossas observações, o índice de mobilidade total no Brasil não difere muito do mesmo índice observado em outros países. Essa constatação contradiz pesquisas anteriores sobre mobilidade social no Brasil que, através de comparações menos acuradas, tendiam a afirmar que o índice brasileiro era um dos mais altos do mundo (Pastore e Silva, 2000; Hasenbalg e Silva, 1988). No entanto, a análise pormenorizada dos fluxos de saída e entrada nas tabelas de mobilidade indica que a rápida e relativamente recente industrialização teve impactos de grande significação nos padrões de mobilidade absoluta e na composição de origem das classes sociais.

Os padrões de mobilidade ou fluxos de saída (como observados na Tabela 6 e na Tabela A do Anexo 1) indicam uma expressiva transferência de mão-de-obra com origem rural para as demais classes. Mesmo na classe de profissionais e administradores há um grande percentual de indivíduos com origem nas classes trabalhadoras rurais e urbanas. Em outras palavras, o grau de reprodução ou imobilidade na elite é baixo, especialmente se observado em termos comparativos. Tendo em vista que este padrão também é encontrado em outros países que experimentaram um processo rápido de industrialização no pós-guerra (como, por exemplo, a Hungria e a Irlanda), devemos concluir que esse alto índice de mobilidade se deve principalmente a mudanças estruturais.

Quanto à composição das classes sociais, a Tabela 5 e a Tabela B do Anexo 1 demonstram que tanto nas classes trabalhadoras urbanas como nas classes de profissionais e administradores há um percentual excessivamente alto de pessoas com origem nas classes rurais, sendo que na classe de trabalhadores manuais urbanos, de cada três pessoas duas têm origem no setor rural, enquanto somente uma tem origem na própria classe manual urbana.

Esse padrão de alta mobilidade do rural para o urbano e baixa reprodução nas classes urbanas (tanto entre a elite como entre os trabalhadores manuais) é característico de países com industrialização tardia como Brasil, Polônia, Irlanda e Hungria. Note-se que as elites em países tradicionalmente industriais, como Inglaterra, Alemanha e Suécia, são compostas por maior proporção de trabalhadores manuais urbanos que os países de industrialização recente.

Podemos então concluir que os altos padrões de mobilidade e a baixa reprodução das classes sociais no Brasil são uma conseqüência do momento histórico considerado, marcado pela transformação de uma sociedade agrária e rural para uma sociedade urbana e industrial.

3 - Será que a estrutura de classes se tornou mais aberta, ficou mais fechada ou permaneceu apresentando o mesmo grau de rigidez? Em outras palavras: será que as chances relativas de mobilidade se modificaram?

De acordo com os modelos log-lineares usados para analisar os dados brasileiros, verificamos que houve um aumento no grau de fluidez social da estrutura de classes brasileira, ou seja, esta estrutura se tornou menos rígida ao longo dos anos. Esta conclusão contradiz os resultados anteriormente propostos por Silva e Roditi (1988), que usam o modelo de fluidez social constante (CnSF) para concluir em favor da hipótese de constância no grau de fluidez ao longo do tempo (a assim chamada hipótese FHJ – Featherman, Hauser e Jones, de 1975). O modelo Unidiff que utilizamos se ajusta melhor do que o modelo CnSF aos dados brasileiros. Os estimadores derivados do ajustamento do modelo Unidiff indicam que a fluidez social no Brasil aumenta ao longo do tempo. No entanto, é importante ressaltar que o grau de rigidez da estrutura social continua sendo bastante elevado em 1996, ou seja, outros países que não apresentam mudanças nos níveis de fluidez social sempre tiveram (de acordo com os dados disponíveis) graus menos elevados de rigidez do que os presentes no Brasil mesmo em 1996.

O principal problema com a análise das taxas relativas apresentadas neste artigo diz respeito ao fato de que os testes implementados são de caráter global. Ou seja, apesar de o modelo Unidiff ser o mais sofisticado empregado até o presente momento para analisar a variação temporal da fluidez social no Brasil, ele não nos permite uma análise pormenorizada da variação da fluidez em células específicas da tabela de mobilidade. A utilização de modelos mais sofisticados poderia indicar, por exemplo, que a fluidez aumenta em determinadas classes, diminui em outras, e permanece inalterada nas demais. Como dissemos, o modelo Unidiff implementa apenas um teste de caráter global. De qualquer forma, as análises aqui apresentadas são as mais acuradas desenvolvidas até o presente momento para explicar os dados brasileiros.

4 – Será que as mudanças na estrutura de classes e nos padrões de mobilidade no Brasil são atípicas quando observadas em perspectiva comparada com outros países?

Como observamos ao responder a questão número 2, os padrões de mobilidade absoluta no Brasil são típicos de países que passaram por uma industrialização recente, tais como Irlanda, Hungria e Polônia.

Quanto à mobilidade relativa, o Brasil difere dos demais países analisados pelo fato de possuir um aumento do grau de fluidez social. No entanto, é preciso estar claro que esse resultado não demonstra que a estrutura social brasileira seja mais aberta. Na realidade, em um contexto internacional o Brasil continua sendo um país que se caracteriza por uma extrema desigualdade de oportunidades.

(Recebido para publicação em setembro de 2000)

 

NOTAS

* Versões anteriores deste artigo foram apresentadas na 50a Reunião do Comitê de Pesquisas em Estratificação e Mobilidade (RC28) da International Sociological Association - ISA, Libourne, França, maio de 2000, e na conferência "Fifteen Years of Democracy in Brazil", organizada pelo Centro de Estudos Latino-americanos da Universidade de Londres, Londres, fevereiro de 2001. Agradecemos a John Goldthorpe, Hiroshi Ishida e Elisa Reis pelos valiosos comentários. [A tradução do original em inglês "Social Mobility Trends in Brazil" é de Vera Pereira.]

** Projeto liderado por Goldthorpe em meados da década de 80, com o auxílio de colaboradores suecos e alemães [N.T.].

1. Para uma história das políticas econômicas no Brasil, ver Abreu (1990).

2. Para uma revisão bibliográfica, ver Guimarães (1999).

3. Para uma discussão mais detalhada sobre mobilidade social e teoria de classes, ver Scalon (1999).

4. Embora os resultados desse projeto estejam presentes em diversas publicações envolvendo sociólogos de vários países, a publicação principal do projeto é o livro de Erickson e Goldthorpe (1992).

5. Adotamos os números romanos empregados pelos diversos pesquisadores que utilizam o esquema EGP.

6. Como o número de grandes proprietários e empregadores é sempre muito pequeno em qualquer survey da população total de um país (como é o caso de todos os surveys que estamos analisando), esses grandes empresários são incluídos na classe I+II. Se pudéssemos distinguir o grupo de grandes empresários, teríamos uma classe incluindo tão poucas pessoas que não seria possível desenvolver qualquer análise estatística. Além disso, no mundo capitalista muitas empresas de grande porte não possuem um único dono. Na realidade, alguns profissionais, administradores e gerentes são, ao mesmo tempo, empregados e sócios das empresas em que trabalham (ver Goldthorpe, 1982).

7. Esse tipo de concepção é muito comum na sociologia brasileira pelo menos desde os estudos de Fernandes (1977). Uma versão mais contemporânea dessa idéia está presente, por exemplo, no trabalho de Bacha (1978).

8. Detalhes do desenho da amostra podem ser obtidos na PNAD-1996.

9. A conclusão utilizando essa medida de "mobilidade estrutural" deve ser considerada provisória, pois esta medida não é totalmente confiável (ver Sobel, 1983).

10. Ver Erickson e Goldthorpe (1993:94-95) para uma discussão desses casos.

11. Um dos poucos estudos sobre esse tema é o de Simkus et alii (1990).

 

 

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

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ANEXO 1

 

 

ANEXO 2

Este anexo descreve os quatro modelos log-lineares, utilizados para analisar as taxas relativas de mobilidade, apresentados nas tabelas ao longo do texto.

O primeiro modelo utilizado foi o de independência que testa a hipótese de não haver associação entre classe de origem (O) e de destino (D) em cada coorte de idade (C) ou surveys (S). Nas equações a seguir, definimos os modelos para os coortes de idade (C) (nos casos em que analisamos as PNADs de 1973, 1988 e 1996, todos os termos definidos por C devem ser substituídos por S (designando survey)). A expressão do modelo de independência em sua forma aditiva é:

log Fijk = m + liO + ljD + lkC + likOC + ljkDC

Nessa equação, Fijk representa a freqüência esperada na célula ijk da tabela, cruzando origem (O) nas linhas (i), destino (D) nas colunas (j), e tendo coorte de idade (C) como terceira variável (k). Do lado direito da equação temos: m , representando a grande média; liO, ljD e lkC, designando os respectivos efeitos das distribuições marginais de origem, destino e coortes de idade; os dois termos definindo as interações entre origem e coorte de idade (likOC) e destino e coorte de idade (ljkDC). Tendo em vista que o termo que define a interação entre origem e destino (lijOD) não está presente na equação, o eventual ajuste desse modelo aos dados expressaria o fato de não haver associação alguma entre origem e destino. Como a probabilidade de esse modelo se ajustar a qualquer tabela de mobilidade é muito pouco provável, o modelo de independência é utilizado apenas como uma base para acessarmos o ajuste dos outros modelos aos dados.

O segundo modelo é chamado de modelo de fluidez constante (Constant Social Fluidity ¾ CnSF) que é simplesmente o que exclui apenas a interação entre as três variáveis analisadas (origem, destino, coorte de idade). Sua equação é:

log Fijk = m + liO + ljD + lkC + likOC + ljkDC + lijOD

Tendo em vista que o modelo inclui o termo para associação entre origem e destino (lijOD) e, o que é mais importante, não inclui o termo para a interação entre origem, destino e coorte (lijkODC), seu ajuste aos dados significa que origem e destino estão associados e que esta associação é constante para todos os coortes de idade. Em outras palavras, todas as taxas relativas de mobilidade, representadas pelas razões de chances (odds ratio), são idênticas para cada coorte de idade.

O terceiro modelo é o chamado de Unidiff (Uniform Difference), ou modelo de mudanças diferenciais (para uma descrição mais geral deste tipo, ver Xie, 1992). Ele inclui um termo para descrever a associação entre origem e destino (Xij) multiplicado por um termo descrevendo a força desta associação na tabela para cada coorte de idade (bk). É este último termo que define em que direção a associação entre origem e destino está mudando, ou seja, define se a fluidez social está aumentando, diminuindo ou se permanece inalterada em cada coorte de idade. A equação do modelo Unidiff é:

log Fijk = m + liO + ljD + lkC + likOC + ljkDC + bkXij

Finalmente, usamos o modelo de mudanças diagonais que inclui um estimador para as células da diagonal das tabelas para cada coorte (a k dij) que visa observar se a imobilidade (definida pelas células da diagonal da tabela) se altera, ou seja, se aumenta ou diminui o grau de imobilidade observado em cada coorte de idade. A equação para este modelo é a seguinte:

log Fijk = m + liO + ljD + lkC + likOC + ljkDC + lijOD + a k dij

Para uma apresentação dos modelos log-lineares, ver Powers e Xie (2000) e Hout (1983).

 

 

ABSTRACT
Class Mobility in Brazil from a Comparative Perspective
This essay compares social mobility patterns in Brazil over time as well as with other industrialized countries (England, France, West Germany, Hungary, Ireland, Northern Ireland, Poland, Scotland, Sweden, United States, and Japan). Such comparisons are made possible by the classification of Brazilian data into seven social classes widely used in comparative stratified research. Mobility patterns are described in both absolute and relative terms. Absolute mobility rates indicate that the Brazilian patterns are similar to those of other countries that have also undergone recent changes (industrialization and urbanization). In contrast, relative mobility rates indicate that there is a slight reduction in the degree of rigidity in the Brazilian class structure. Despite this reduction, Brazil’s class structure appears to remain more rigid than that of the countries studied in the comparison.
Key words: social mobility; social classes; historical comparisons; international comparisons

 

RÉSUMÉ
La Mobilité des Classes au Brésil d’un Point de Vue Comparatif
Dans cet article, on compare les modèles de mobilité sociale au Brésil à divers moments puis avec ceux d’autres pays industrialisés (Grande-Bretagne, France, Allemagne Occidentale, Hongrie, Irlande, Irlande du Nord, Pologne, Écosse, Suède, Australie, États-Unis et Japon). Ces comparaisons sont possibles grâce au classement des données brésiliennes en sept catégories sociales, selon un schéma largement utilisé dans des recherches sur la stratification comparée. Les modèles de mobilité sont décrits soit en valeurs absolues soit en valeurs relatives. Les taux absolus de mobilité indiquent que les modèles brésiliens rejoignent ceux d’autres pays qui ont subi aussi des changements structurels récents (industrialisation et urbanisation). Par contre, les taux relatifs de mobilité indiquent une légère réduction dans le niveau de rigidité de la structure de classes au Brésil. Malgré cette réduction, la structure de classes brésilienne reste plus rigide que celles des pays étudiés ici.
Mots-clé: mobilité sociale; classes sociales; comparaisons historiques; comparaisons internationales

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