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Revista Brasileira de Ciências Sociais

versão impressa ISSN 0102-6909

Rev. bras. Ci. Soc. vol.30 no.87 São Paulo fev. 2015

http://dx.doi.org/10.17666/308719-39/2015 

Artigos

Migrações e trabalho no Brasil: fatores étnico-nacionais e raciais

Migration and labor in Brazil: ethnonational and racial factors

Migration et travail au Brésil: facteurs ethno-nationales et raciales

Elaine Meire Vilela

Ana Cristina Murta Collares

Cláudia Lima Ayer de Noronha

RESUMO

O objetivo central deste texto é identificar quais grupos minoritários de migrantes estão em maior desvantagem no mercado de trabalho brasileiro, quando comparados ao grupo “majoritário”. Os resultados mostram que, ante este grupo, as desvantagens dos brasileiros negros em relação aos brasileiros brancos são menores do que as desvantagens encontradas para bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios. Porém, quando se faz uma análise regional, o impacto negativo de cor/raça é mais forte em São Paulo e no Amazonas. O contrário ocorre para os estados do Paraná e do Rio Grande do Sul, onde o efeito negativo é maior para os grupos étnicos/nacionais de paraguaios e uruguaios, respectivamente.

Palavras-Chave: Mercado de trabalho; Discriminação; Migração; Modelo Multinível linear

ABSTRACT

The main goal of this text is to identify which migrant minority groups are in a less advantageous situation in the Brazilian labor market when compared to the “majoritarian” group. The results show that the disadvantages of the Black Brazilians in relation to the White Brazilians are lesser than those affecting Bolivians, Paraguayans, Peruvians and Uruguayans. However, when one proceeds to an analysis by region, the negative impact of color/race is stronger in Sao Paulo and in the Amazon. On the contrary, in the states of Paraná and Rio Grande do Sul, the negative effect is respectively greater for the ethnic-national groups of Paraguayans and Uruguayans.

Key words: Labor Market; Discrimination; Migration; Linear Multilevel Model

ABSTRACT

L’objectif central de ce texte est d’identifier, parmi les groupes minoritaires de migrants, ceux qui sont les plus désavantagés sur le marché du travail brésilien, par rapport au groupe « majoritaire ». Les résultats indiquent que, par rapport à ce dernier, les inconvénients des Brésiliens noirs par rapport aux blancs sont inférieurs aux inconvénients auxquels font face les Boliviens, les Paraguayens, les Péruviens et les Uruguayens. Néanmoins, face à une analyse régionale, l’impact négatif de la couleur/race est plus forte dans les États de São Paulo et de l’Amazone. Le contraire se produit pour les États du Paraná et du Rio Grande do Sul, où l’impact négatif est supérieur pour les groupes ethniques et nationaux des paraguayens et des uruguayens, respectivement.

Key words: Marché du travail; Discrimination; Migration; Modèle linéaire multiniveau

Introdução

A investigação sobre o impacto da imigração na economia do país acolhedor é central em diversos países, como Estados Unidos, Canadá, Austrália e Alemanha (Tienda e Lii, 1987; Borjas, 1994; Portes, 1995; Jong e Madamba, 2001; Piché, Renaud e Gingras, 2002; Van Tubergen, Maas e Flap, 2004; Kesler e Hout, 2010), onde estudiosos buscam responder a questões tais como: como é o desempenho dos imigrantes no mercado de trabalho? Quais são os impactos da imigração sobre a oportunidade de emprego e ganhos salariais dos trabalhadores nativos? Quais políticas migratórias beneficiam o país hospedeiro? Como a composição étnica e racial do mercado de trabalho influencia as desigualdades salariais entre grupos minoritários (étnicos/raciais)? Quais são os efeitos de características socioeconômicas e demográficas dos imigrantes, bem como de características macroeconômicas e sociais dos locais de origem e destino, sobre a participação e a empregabilidade dos estrangeiros no mercado de trabalho? Há evidência de dupla desvantagem no mercado de trabalho do país hospedeiro para trabalhadores que são imigrantes e membros de grupos minoritários? São os imigrantes discriminados no mercado de trabalho? Há uma melhora no status econômico entre a primeira e a segunda geração de imigrantes (sendo essa última constituída por nativos filhos de imigrantes)?

No Brasil, esses questionamentos sobre os imigrantes internacionais não se tornaram tão centrais como em outros países. Os estudiosos de estratificação e mobilidade social no país acabaram se concentrando em três determinantes básicos da desigualdade: raça, classe e gênero (Valle Silva, 1981; Hasenbalg e Valle Silva, 2003; Ribeiro, 2003; Hasenbalg, 2005; Aguiar, Fernandes e Neves, 2007; Ribeiro, 2007; Santos, 2009). Já os pesquisadores da migração abordaram temas do processo migratório em si; da inserção social com foco nos fluxos migratórios e na constituição da identidade; e das relações fronteiriças relacionadas principalmente ao Mercosul (Kratochwill, 1996; Truzzi, 1997, 2005; Patarra, 2005; Souchaud, Carmo e Fusco, 2007; Peres, 2009; Patarra e Fernandes, 2011; Baeninger, 2012; Silva, 2012).

Os estudos brasileiros sobre migração que buscam analisar a situação do imigrante no mercado de trabalho do país apresentam abordagem diferenciada das pesquisas internacionais. As principais diferenças são: a) grande parte baseia-se em métodos qualitativos (Truzzi, 1991, Truzzi e Sacomano, 2007; Silva, 1995, 1998, 2006; Vilela, 2011a; Baeninger, 2012; Vilela e Lopes, 2013); b) há um enfoque predominante em poucas regiões do país, sobretudo São Paulo (Truzzi, 1991; Silva, 1995, 2006; Illes, Timóteo e Pereira, 2008; Souchaud e Baeninger, 2008; Monsma, 2010; Vilela e Lopes, 2013; Baeninger, 2012); c) as análises se restringem, majoritariamente, a um grupo étnico/nacional por vez (Vilela e Lopes, 2013). Há pesquisadores que analisam os trabalhadores europeus, tais como portugueses, espanhóis, alemães e italianos, imigrantes que predominaram nos fluxos mais antigos do Brasil entre o período colonial até meados do século XX (Lobo, 1991, 1992; Trento, 1989; Martins, 1989; Souza, 2006; Cenni, 2011). Já outros pesquisadores analisam a situação de trabalhadores que constituem fluxos mais recentes de imigração, tais como coreanos, chineses, bolivianos, paraguaios, chilenos, peruanos e haitianos (Silva, 1995, 1998, 2006, 2012; Makabe, 1981; Sasaki, 2006; Cymbalista e Xavier, 2007; Souchaud e Baeninger, 2008; Baeninger, 2012; IOM, 2014).

Nesse cenário, são escassos os trabalhos que buscam compreender e mensurar quantitativamente a situação econômica do imigrante internacional no contexto brasileiro como um todo ou em outros estados que não São Paulo. Mais escassos ainda são os que utilizam diversos grupos comparativamente (conferir, por exemplo, Melo, Araújo e Marques, 2003; Sala, 2005; Vilela, 2008; 2011b). Além disso – e a despeito de a questão étnica1/racial ter sido um tema relevante no início do século XX para os sociólogos brasileiros, como, por exemplo, para Florestan Fernandes (2008) –, ainda são raras as pesquisas que abordam a questão comparativa étnico-racial com métodos quantitativos de análise no contexto brasileiro (Melo, Araújo e Marques, 2003; Monsma, 2010). Este artigo busca assim cobrir essa lacuna na literatura brasileira sobre o tema da estratificação social de imigrantes internacionais em uma perspectiva étnico-racial comparativa. Para isso, buscamos responder a uma questão principal: no Brasil, bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios encontram-se em maior desvantagem no mercado de trabalho do que brasileiros migrantes interestaduais negros, quando comparados com brasileiros migrantes interestaduais brancos?

Com base nessa questão central, dividimos o artigo em três seções, além desta introdução e das considerações finais do texto. A primeira apresenta uma revisão da literatura que é essencial para nortear a elaboração das hipóteses e dos modelos estatísticos de análise. A segunda refere-se à compreensão dos dados e dos referidos modelos. A terceira seção é onde testamos nossas hipóteses.

Revisão da literatura

Nos Estados Unidos geralmente verifica-se que latino-americanos e, sobretudo, negros, se comparados aos brancos nativos (sem ascendência hispânica), estão em pior situação socioeconômica no mercado de trabalho (Tienda e Lii, 1987; Roth, 2012). Membros desses grupos minoritários estão frequentemente em desvantagem em obter trabalhos para os quais são qualificados, ganham menos do que os americanos brancos (Tienda e Lii, 1987; Roth, 2012) e têm menor retorno ao capital humano (Hall e Farkas, 2008). A explicação comumente encontrada para esse dado é que esses grupos são mais passíveis de sofrer discriminação (Jong e Madamba, 2001). Entretanto, Borjas (2006) destaca que, quando comparados aos de seus similares nativos (em termos de etnia/raça), os salários de brancos, negros e asiáticos imigrantes são maiores, demonstrando que o status de migrante tem impacto positivo para o indivíduo no mercado de trabalho. O grupo que apresenta dupla desvantagem é apenas o de imigrantes latino-americanos, particularmente os mexicanos.2

Portes e Manning (2008) e Van Tubergen, Maas e Flap (2004) afirmam que há vários modos de incorporação dos imigrantes no mercado de trabalho e que nem todos os estrangeiros, sejam ou não recém-chegados, estão em uma situação permanente de exploração e inferioridade. Há diferentes fluxos de imigrantes e distintos processos de adaptação e inserção no mercado de trabalho. A literatura mostra que, para identificarmos o impacto de um grupo étnico-racial sobre a participação, o status ocupacional e os rendimentos salariais de todos os trabalhadores no mercado (medidas consideradas neste artigo), alguns fatores devem ser controlados. Tais fatores são de nível tanto individual, quanto estrutural (de origem e de destino), ou seja, de nível micro e macro (Van Tubergen, Maas e Flap, 2004).

No que se refere às características individuais, um importante fator de impacto sobre a condição do indivíduo no mercado de trabalho que não pode deixar de ser considerado é o gênero. De fato, estudos evidenciam que mulheres, em geral, encontram-se em pior situação econômica do que homens (Borjas, 1994; Ribeiro, 2007; Santos, 2009; Fleischmann e Dronkers, 2010).3 De outro lado, a teoria do capital humano demonstra que níveis educacionais mais altos, experiência profissional e investimento em saúde também influenciam a situação das pessoas no mercado de trabalho, proporcionando maior participação neste, melhor posição sócio-ocupacional e melhores rendimentos (Schultz, 1973; Borjas, 1994; Van Tubergen, Maas e Flap, 2004). Outra característica considerada importante pela teoria do capital humano é a proficiên- cia na língua oficial do destino. Entretanto, essa é uma informação muitas vezes inexistente nos bancos de dados usados nas pesquisas, como é o caso do presente estudo; assim, essa habilidade acaba sendo mensurada a partir do tempo de permanência do imigrante no local de destino.4

A teoria da assimilação chama atenção para questões referentes ao tempo de residência do imigrante no local de destino e à idade ao imigrar, que tendem a afetar a situação do imigrante no mercado de trabalho. Isso porque o estrangeiro estabelecido por mais tempo no destino ou que imigrou ainda criança estaria mais “assimilado ou integrado”, ou seja, teria maior domínio da linguagem do país de destino, melhor informação e conhecimento do funcionamento do mercado de trabalho, poderia adquirir educação ou treinamento para as atividades demandadas pelas ocupações no país hospedeiro e, consequentemente, teria suas desvantagens relativas frente aos nativos possivelmente enfraquecidas ou até mesmo extintas (Borjas, 1994; Van Tubergen, Maas e Flap, 2004; Hall e Farkas, 2008; Reyneri e Fullin, 2009). Fleischmann e Dronkers (2010) consideram também a obtenção da cidadania do país de destino como medida do grau de integração do imigrante na sociedade hospedeira, uma vez que, para se alcançar a cidadania, é necessário demonstrar certo nível de “assimilação” da cultura dominante, como, por exemplo, o domínio da língua oficial.

Uma crítica à abordagem assimilacionista vem da proposição da assimilação segmentada, que rejeita a hipótese de que as desvantagens dos imigrantes possam enfraquecer-se ao longo do tempo de residência no país de destino. Isso porque as desvantagens, segundo essa proposição, são baseadas ou no capital social do imigrante ou em práticas discriminatórias da sociedade hospedeira (Reyneri e Fullin, 2009). A teoria do enclave étnico mostra que as redes sociais podem ser vitais para assegurar emprego para os imigrantes, principalmente os recém-chegados. A economia étnica pode proporcionar aos imigrantes empregos que não são acessíveis no mercado de trabalho corrente, ou pode ainda facilitar o empreendedorismo ou o emprego autônomo em nichos ou enclaves étnicos que nativos não ocupam (Portes e Bach, 1985). Entretanto, como exposto por Portes (2000) e Lin (2006), redes sociais bastante homogêneas têm maior probabilidade de representar desvantagens significativas para os imigrantes, comparadas às mais heterogêneas, uma vez que elas podem fechar outras oportunidades, talvez por falta de informação, que estariam disponíveis no mercado aberto.

Essas ideias estão por trás, também, das hipóteses de ameaça étnica e de capital étnico,5 como salientado por Van Tubergen, Maas e Flap (2004). Segundo Tienda e Lii (1987) e Van Tubergen, Maas e Flap (2004), o tamanho relativo do grupo imigrante influencia a situação econômica do indivíduo.6 Conforme Tienda e Lii (1987), o preconceito e a discriminação aumentam com o tamanho do grupo imigrante, já que grupos grandes são mais visíveis e então percebidos pela população nativa como ameaça potencial em termos de poder econômico e político. Dessa forma, a sociedade hospedeira buscaria impor penalidades a membros de tais grupos. Por isso, a hipótese é de que, quanto maior o grupo étnico, menor a realização no mercado de trabalho. Por outro lado, outros pesquisadores têm sugerido que grupos grandes de imigrantes têm melhor desempenho no mercado de trabalho (Portes e Bach, 1985; Portes e Rumbaut, 2001; Van Tubergen, Maas e Flap, 2004) dado o seu “capital étnico”.

Ainda segundo essa abordagem de enclave étnico e ou economia étnica, Kesler e Hout (2010) chamam atenção também para a análise do impacto positivo de empreendimentos de co-étnicos sobre a melhora de salários dos empregados imigrantes em comparação com os nativos. Os autores demonstram que esse efeito existe, mas que varia substancialmente com as características dos empresários e empregados, já que as vantagens são para as comunidades que têm empresas étnicas de sucesso (sendo a mensuração feita pelo maior percentual de empregadores e empregados autônomos nos grupos de imigrantes, pela média salarial destes e por um termo interativo entre as duas variáveis). Para aquelas comunidades com mais alta taxa de empreendedores étnicos sem sucesso, o empreendedorismo é apenas uma alternativa para fugir do desemprego, acarretando desvantagens para esses grupos de imigrantes.

Estudos anteriores mostram também que a distância geográfica entre origem e destino pode afetar a seleção dos imigrantes, o que, por conseguinte, impacta na realização econômica do indivíduo. Isto é, maior distância aumenta o custo da migração, e indivíduos com mais capital humano são sobrerrepresentados entre migrantes de longa distância. A distância também diminui a probabilidade de retorno, aumentando os incentivos para investir em capital humano, tais como a aquisição da linguagem da localidade de destino, favorecendo um melhor desempenho econômico (Van Tubergen, Maas e Flap, 2004).

Outro ponto a considerar é a distância social que nativos sentem em relação aos imigrantes (Portes e Rumbaut, 2001). Distância social refere-se ao grau de “entrosamento” entre pessoas ou grupos7 (Van Tubergen, Maas e Flap, 2004). De acordo com Portes e Rumbaut (2001), o grau de distância social é tão maior quanto mais distinta for a cultura, a aparência física e o background socioeconômico entre nativos e imigrantes. Vários pesquisadores argumentam que distância social entre nativos e grupos de imigrantes resulta em discriminação no mercado de trabalho (Portes e Rumbaut, 2001; Van Tubenger, Maas e Flap, 2004). No caso dos Estados Unidos, por exemplo, autores sugerem que os negros, por causa de sua maior dissimilaridade racial em relação aos nativos brancos, estariam na pior posição da hierarquia socioeconômica e sujeitos a mais intensa discriminação e ostracismo do que asiáticos e hispânicos (Tienda e Lii, 1987). Uma variável também utilizada para mensurar distância social é a religião dos indivíduos, que estabelece estilos de vida diversos, implicando assim distanciamento cultural e social (Van Tubenger, Maas e Flap, 2004).

Van Tubenger, Maas e Flap (2004) evidenciam que, para homens, a composição dos grupos de imigrantes em termos de habilidades não observadas (tais como talentos e motivação) é determinada pela extensão da desigualdade de renda nos países de origem e destino (mensurada, em geral, pelo índice de Gini8). Os autores verificam que trabalhadores menos talentosos tendem a sair de sociedades com maior desigualdade para regiões mais igualitárias e, desse modo, sujeitam-se a penalidades no mercado de trabalho de destino. Já trabalhadores mais produtivos realizam o fluxo contrário, imigrando para sociedades com alta desigualdade, ocupando então melhores posições econômicas na sociedade hospedeira. Van Tubenger, Mass e Flap (2004) também citam autores que sugerem que a seleção de imigrantes qualificados está associada ao nível de desenvolvimento econômico nos locais de destino e de origem (em geral, medido pelo Produto Interno Bruto – PIB – per capita). A ideia é que, mantendo constante tudo o mais, migrantes originários de locais menos desenvolvidos teriam mais baixo capital humano do que aqueles originários de economias mais desenvolvidas. Em adição, esses autores sustentam que imigrantes originários de locais mais desenvolvidos podem ter vantagens sobre aqueles de países mais pobres, considerando a possibilidade de transferência de suas qualificações e consequentes recompensas. Por exemplo, é mais difícil obter equivalência ou certificação em nações economicamente melhores para diplomas educacionais obtidos em nações mais pobres do que para credenciais do mesmo tipo alcançadas em outras nações similares ou melhores economicamente do que o local de destino (Borjas, 1994; Van Tubergen, Maas e Flap, 2004).

Por fim, considerando a teoria do mercado segmentado, que estabelece que processo de migração e inserção no mercado de trabalho dependem da demanda no mercado de trabalho e não da oferta (Piore, 1979), a demanda por trabalhos desqualificados no local de destino e a taxa de desemprego deste são pontos que não devem ser desconsiderados. A sugestão é que, em locais onde há uma maior demanda por trabalhos de mais baixa qualificação, os membros de grupos minoritários, até mesmo indivíduos de mais alto nível educacional, não teriam muitas expectativas ocupacionais e acabariam por aceitar certos tipos de empregos que são rejeitados por pessoas do grupo majoritário (Reyneri e Fulli, 2009). Porém, Fleischmann e Dronkers (2010) chamam a atenção para o fato de que maior quantidade de empregos desqualificados pode acarretar menor probabilidade de desemprego para os imigrantes. Ressaltam também que, quanto à probabilidade de desemprego dos imigrantes, ela pode ser afetada pelas taxas de desemprego geral em seu local de inserção econômica, ou seja, espera-se que esses indivíduos estejam mais sujeitos ao desemprego em locais com maiores taxas gerais de desemprego do que estariam em locais com taxas mais baixas (Fleischmann e Dronkers, 2010).9

No Brasil, como já exposto, são muitas as pesquisas sobre a estratificação racial, mas poucas investigam os grupos étnicos/nacionais. Os estudos de desigualdade racial de Nelson do Valle Silva e Carlos Hasenbalg (Valle Silva, 1981; Hasenbalg e Valle Silva, 2003; Hasenbalg, 2005), de Carlos Antônio da C. Ribeiro (Ribeiro, 2007, 2009) e de José Alcides dos Santos (Santos, 2009), para citar apenas alguns exemplos, verificam uma situação de desvantagem para o negro brasileiro, comparado ao branco, quanto ao alcance educacional, ao status ocupacional e aos rendimentos, embora tais disparidades venham sendo reduzidas ao longo do tempo, principalmente a educacional. No caso dos imigrantes internacionais, estudos sugerem que latino-americanos como, por exemplo, bolivianos e paraguaios, estão em condição pior no mercado de trabalho do que os brasileiros em geral (Silva, 1995, 2006; Sala, 2005; Vilela, 2011b; Baeninger, 2012).

Vilela (2008; 2011b) e Sala (2005), baseadas nos dados do censo de 2000, identificam que as desigualdades quanto à posição ocupacional e ao rendimento variam bastante por origem. Segundo Vilela (2011b), coreanos, chineses e argentinos, comparados aos brasileiros migrantes ou não migrantes, estão em melhor situação ocupacional e têm melhores rendimentos. Porém, bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios, em geral, estão em situação similar ou em desvantagem, comparados aos brasileiros migrantes interestaduais. Essa situação é um pouco diferente quando esses mesmos imigrantes sul-americanos são comparados com brasileiros não migrantes10. Nesse caso, em geral, estes se encontram em desvantagem quanto à empregabilidade, status sócio-ocupacional e rendimento. Tal achado é interessante porque chama atenção para status migratório como elemento importante para os estudos de estratificação, como já demonstrado por Pastore (1979) e Santos Júnior, Menezes-Filho e Ferreira (2005). Vilela (2011b) verifica que o status de imigrante e a origem étnico-nacional são relevantes para compreender a situação dos indivíduos no mercado de trabalho. Além disso, a autora apresenta resultados interessantes ao buscar mensurar a discriminação entre brasileiros e imigrantes internacionais. Ela observa que há uma variação grande por origem nacional. Entre os imigrantes sul-americanos analisados, por exemplo, os argentinos são os que se encontram em maior vantagem no mercado de trabalho, pois são discriminados positivamente, ou seja, recebem mais do que deveriam receber considerando seus atributos produtivos (tais como educação, experiência no mercado e posição ocupacional). Contrariamente, bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios são discriminados negativamente quando comparados com os brasileiros migrantes, pois, dados seus atributos produtivos confrontados aos desses últimos, deveriam receber melhores salários do que recebem.

No que diz respeito às análises étnico-raciais no Brasil, Florestan Fernandes (2008) iniciou uma abordagem analítica comparando a posição do negro e do imigrante internacional na estrutura econômica brasileira. Segundo Hasenbalg (2005), os achados de Florestan Fernandes de deslocamento dos negros para ocupações periféricas, devido à monopolização das oportunidades de avanço econômico em São Paulo pelos imigrantes internacionais (principalmente europeus), podem ser generalizados para o resto do Sudeste. Entretanto, Melo, Araújo e Marques (2003) questionam tal generalização. Em um estudo de caso sobre os empregados contratados entre 1900 e 1947 por uma grande indústria de cerveja no Rio de Janeiro, os autores identificam evidências que contradizem a tese de Fernandes (2008). Em análise estatística econométrica, Melo, Araújo e Marques (2003) confirmam a hipótese de discriminação negativa para brasileiros com relação aos imigrantes europeus, mas não encontram a mesma discriminação entre os imigrantes portugueses e negros (incluindo pretos e pardos). Portanto, o efeito de nacionalidade apresenta-se mais importante do que o de raça para a amostra analisada.

Os poucos estudos que se têm no Brasil em perspectiva étnico-racial abordam uma época de maior estoque de imigrantes, principalmente de europeus. Análises sobre os imigrantes mais recentes,11 em uma abordagem comparada entre origem étnico-nacional e raça e com uso de estatísticas avançadas, ainda estão por vir. Em vista disso, com o objetivo de sanar um pouco essa lacuna, os interesses deste estudo são comparar grupos étnicos/nacionais específicos da América Latina e grupos raciais de brasileiros migrantes, de modo a responder às seguintes questões: a condição econômica dos indivíduos no mercado de trabalho varia de acordo com o grupo étnico-racial, mantendo constantes as características individuais, de origem, de destino e de origem e destino (comunidade) dos imigrantes? Se há variação, quem está em pior situação: brasileiros negros ou os grupos de bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios?

A partir das considerações teóricas e conceituais até aqui abordadas, formulamos três hipóteses: 1) há diferenças significativas nos resultados de participação e situação no mercado de trabalho e rendimentos salariais entre grupos minoritários, quando comparados ao grupo majoritário; 2) a origem étnica/nacional do imigrante tem impacto negativo sobre a condição econômica do indivíduo, comparada ao grupo nacional de brasileiros brancos, e cor/raça não branca também tem impacto negativo sobre tal condição, comparada à cor/raça branca, após o controle de características individuais, de origem, de destino e de comunidade; 3) o impacto negativo de cor/raça é mais forte do que o de grupos étnicos/nacionais, implicando pior situação para os negros no mercado de trabalho.

Os dados e os modelos analíticos

Para a realização do estudo, utilizamos dados do censo demográfico de 2010 do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE, 2012). Os dados referem-se à subamostra de homens ocupados e desocupados, entre 25 a 65 anos.12 É importante lembrar que os dados censitários sobre imigração internacional tendem a ser subestimados, já que há um grande número de imigrantes vivendo no país clandestinamente e que, por esse motivo, possivelmente não são computados pelo censo demográfico oficial. Os números sobre tais imigrantes ilegais são desconhecidos, mas sabe-se que o de latino-americanos é bem maior do que os apresentados pelas estimativas e levantamentos oficiais (Sala, 2005; Silva, 2006; Martes, 2009).13 Portanto, os resultados mostrados aqui são limitados, uma vez que se referem, em geral, aos imigrantes legais.

Este estudo trabalha com quatro grupos de imigrantes14 internacionais, a saber: bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios. A seleção desses grupos deve-se às descobertas de pesquisas anteriores, as quais afirmam que tais grupos minoritários no Brasil estão em desvantagem no mercado de trabalho brasileiro em comparação com o grupo majoritário (Silva, 2006; Vilela, 2008, 2011b).

Compõem também a subamostra deste estudo os brasileiros natos migrantes interestaduais,15 segmentados em dois grupos, com base na cor/raça, quais sejam: brasileiros migrantes brancos (associação de brancos e amarelos) e brasileiros migrantes negros (pretos, pardos e indígenas). Esses dois grupos representam as pessoas que não residiam no mesmo estado de nascimento na data do censo de 2010. Essa seleção de brasileiros migrantes fundamenta-se no pressuposto de que as pessoas que migram têm características próprias que as diferem dos não migrantes, pressuposto esse baseado na ideia de “autosseletividade positiva”, isto é, de que migrantes teriam características diferenciadoras: em geral, seriam pessoas mais talentosas, ambiciosas, criativas, trabalhadoras, competitivas, jovens e educadas do que indivíduos que escolhem permanecer em seus lugares de origem16 (Chiswick, 1999; Aydemir, 2003; Zavodny, 2003; Golgher, 2006). No Brasil, Santos Júnior e colaboradores (2005) verificaram que os homens migrantes internos são positivamente selecionados, tanto em relação à população de origem quanto à de destino.Vilela (2011b) também demonstrou uma vantagem para o nativo migrante quando comparado ao nativo não migrante: quando a autora analisa as diferenças salariais entre imigrantes internacionais e nativos migrantes e não migrantes, há, em geral, uma desvantagem dos nativos não migrantes no mercado de trabalho em comparação com os nativos migrantes e também com os imigrantes internacionais. A partir dessa ideia, pressupomos que os brasileiros migrantes interestaduais aproximam-se das características dos imigrantes internacionais, como argumenta Vilela (2008, 2011b), no que se refere às habilidades não observáveis.

Para a construção dessa amostra utilizamos modelos de propensity score matching (PSM), técnica que permite selecionar indivíduos semelhantes a partir da propensão a pertencerem a determinado grupo, ou seja, realiza a seleção de um grupo contrafactual (Rosenbaum e Rubin, 1983). No caso deste estudo, necessitávamos da seleção de um grupo de brasileiros o mais semelhante possível aos imigrantes latinos17 a fim de compará-los. Para tanto, por meio do propensity score matching foi gerado para cada indivíduo brasileiro do banco de dados uma probabilidade condicional (propensity score) de ser semelhante a um paraguaio, boliviano, uruguaio ou peruano, a partir de características socioeconômicas observáveis.18 Em seguida, foi constituído um pareamento (matching) entre os imigrantes internacionais e brasileiros, a fim de selecionar os indivíduos similares com base nos valores do propensity score. Na constituição do matching, foram selecionados19 quatro brasileiros para cada imigrante internacional. Dessa forma, a amostra20 utilizada neste estudo contém 3.654 brasilei- ros migrantes brancos (32,49%), 4.625 brasileiros mi- grantes não brancos (41,12%), 817 bolivianos (7,26%), 864 paraguaios (7,68%), 469 peruanos (4,17%) e 819 uruguaios (7,28%), somando um total de 11.248 casos.

Antes de abordarmos propriamente os modelos de análise, apresentamos as variáveis que os constituem. O Quadro 1 sintetiza as variáveis utilizadas nos modelos, o tipo e a descrição destas. Nele encontram-se as variáveis dependente e independentes (de teste e de controle), sendo essas últimas divididas em variáveis de nível individual (micro) e nível estrutural (macro),21 já que, segundo a literatura revisada, para identificação do impacto da origem étnico-racial sobre a participação, a situação e os rendimentos salariais no mercado de trabalho, faz-se necessário controlar essas duas dimensões. Destacamos que, como forma de facilitar a leitura e discussão do tema de interesse desta pesquisa, são aprofundadas as discussões apenas acerca da variável de teste (origem étnica/racial) utilizada nesses modelos.22

Quadro 1 Descrição das Variáveis Usadas na Estimação dos Modelos Hierárquico, Logístico e Linear 

Variável Tipo Descrição
Variável dependente
LnSal Contínua Logaritmo do salário mensal no trabalho principal
Variáveis de teste
Origem/ cor/raça    
Bras_Negro Binária 1 = brasileiro migrante negro / 0 = brasileiro migrante branco
Boliviano Binária 1 = boliviano/0 = brasileiro migrante branco
Paraguaio Binária 1 = paraguaio/0 = brasileiro migrante branco
Peruano Binária 1 = peruano/0 = brasileiro migrante branco
Uruguaio Binária 1 = uruguaio/0 = brasileiro migrante branco
Variáveis de controle
Nível individual
Idade_cen23 Discreta Idade do indivíduo, em anos, centralizada *
Idade_cen2 Contínua Idade do indivíduo, em anos, centralizada ao quadrado
Cidadania Binária 1 = cidadão brasileiro ou naturalizado/0 = estrangeiro
Urbano Binária 1 = urbano / 0 = rural
Educação    
Educ1 Binária 1 = sem instrução ou fundamental incompleto /0 = superior completo
Educ2 Binária 1 = fundamental completo ou médio incompleto/0 = superior completo
Educ3 Binária 1= médio completo ou superior incompleto/0 = superior completo
Lnhtrab Discreta Logaritmo horas trabalhadas por semana
Fatdef Binária 1 = possui deficiência/0 = não possui deficiência
Idademigra Discreta Idade do indivíduo ao migrar, em anos
Tempmora Discreta Tempo de residência no destino, em anos
Posição no domicílio    
Responsável Binária 1= responsável/ 0 = outra posição no domicílio
Estado civil    
Solteiro Binária 1 = solteiro/0 = casado/separado/viúvo
Religião    
Protestante Binária 1 = protestante/0 = católico
Semrelig Binária 1 = sem religião/0 = católico
Outrarelig Binária 1 = outra religião/0 = católico
Empreendedor Binária 1 = trabalhador autônomo ou empregador
0 = não é autônomo ou empregador
Grandes grupos ocupacionais    
Ggocup1 Binária 1 = gerentes e diretores / 0 = ocupações elementares**
Ggocup2 Binária 1 = profissionais da ciência e intelectuais/0 = ocupações elementares
Ggocup3 Binária 1 = técnicos e profissionais do ensino médio/0 = ocupações elementares
Ggocup5 Binária 1= trabalhadores de servtiços, vendedores dos comércios e mercados/0 = ocupações elementares
Ggocup6 Binária 1 = trabalhadores da agropecuária, florestais, da caça e da pesca/0 = ocupações elementares
Ggocup7 Binária 1 = trabalhadores qualificados, operários, artesãos da construção, das artes mecânicas e de outros ofícios/0 = ocupações elementares
Ggocup8 Binária 1 = operadores de instalações e máquinas e montadores/trabalhadores de apoio administrativo/0 = ocupações elementares
Ggocup10 Binária 1 = membros das forças armadas, policiais e bombeiros militares/0 = ocupações elementares
Ggocup11 Binária 1 = ocupações mal definidas/0 = ocupações elementares
Nível estrutural***
Pib_destino Contínua PIB per capita do estado de destino

* Para solucionar o problema de autocorrelação entre a variável referente à idade e à idade ao quadrado, foi realizada a centralização dessas variáveis, que consiste na subtração da idade pelo valor de sua média da amostra analisada (sendo essa a idade centralizada). ** Entendem-se ocupações elementares conforme a Classificação de Ocupações para Pesquisas Domiciliares (COD) definida pelo Censo 2010. *** Destacamos que, inicialmente, foi mensurado um modelo com a inclusão das seguintes variáveis no nível macro: a) percentual de desempregados por estado e grupo de migrante; b) percentual de migrantes em trabalhos desqualificados por estado e grupo de migrante; c) percentual de domicílios na área urbana por estado e grupo de migrante; d) percentual de trabalhadores por conta própria ou empregadores por estado e grupo de migrante; e) número de membros do grupo por estado e origem de migrante; f) média de salários dos empreendedores por estado e grupo de migrante; g) termo interativo entre percentual de empreendedorismo e média salarial dos mesmos; h) distância, em quilômetros da capital do país/estado de origem até a capital do estado de destino; i) distância social, referente ao percentual de católicos, protestantes, imigrantes sem religião e de outras religiões por estado e grupo de migrante; j) Gini do estado de destino; k) PIB per capita do país/estado de origem; l) Gini do país/estado de origem. Porém, no modelo final é utilizado apenas o Pib_destino, por ser somente essa variável, de nível macro, que se apresenta estatisticamente significativa no modelo hierárquico. Essa decisão baseia-se na seleção do modelo restrito, parcimonioso, com menor número de variáveis e maior poder explicativo, em vez do modelo saturado, com maior número de variáveis e menor poder explicativo.

Fonte: IBGE, Censo demográfico 2010 (subamostra). Dados trabalhados pelas autoras.

Para a escolha dos métodos estatísticos, levamos em consideração: 1) a distribuição dos grupos de migrantes por unidade da federação, que não é homogênea, isto é, há regiões com menor concentração ou até sem registro de migrantes de determinadas origens; e 2) a literatura, que, embora argumente que a origem tem impacto maior do que o destino sobre a inserção do migrante no mercado de trabalho (Van Tubergen, Maas e Flap, 2004), não deixa de mostrar que a sociedade hospedeira tem efeito sobre a sua condição socioeconômica no local, apresentando os diversos controles que devem ser considerados na análise (como, por exemplo, o PIB per capita, bem como a demanda e oferta de mão de obra na variação regional do país).

Destaca-se que, em geral, os estudos sobre migração e mercado de trabalho no Brasil que utilizam amostras nacionais dão pouca ênfase às peculiaridades regionais de cada estado do país (ver, por exemplo, Campante, Crespo e Leite, 2004). Porém, em um estudo como este, em que o foco principal é o de comparar as reações do mercado a diferentes grupos étnicos/raciais, ou seja, detectar a existência de discriminação no mercado de trabalho brasileiro, as diferenças por estado se tornam relevantes para a seleção da metodologia utilizada. As peculiaridades regionais influenciam as reações do mercado às características dos trabalhadores, fazendo com que exista, entre grupos de trabalhadores de um mesmo estado, certa interdependência ou similitude no que se refere à influência da raça/etnia nos ganhos salariais que se sobrepõe às influências que operam no nível nacional. Em outras palavras, as relações entre salário e raça/etnia e status migratório podem ser distinguidas por estado, ficando essa variação interestadual perdida se levássemos em conta apenas o nível de agregação nacional. Além da perda de informação, haveria também o problema de que essa interdependência entre trabalhadores de um mesmo estado viola a pressuposição de independência entre os dados, necessária às análises de regressão linear multivariada (Gujarati, 2006). Dessa forma, não levar em conta os agrupamentos estaduais pode causar uma distorção nos coeficientes de regressão de modelos que procurem prever a relação entre salários e raça/etnia ou status migratório. Não corrigir essa dependência entre trabalhadores por estado pode causar uma distorção (superestimação) no erro amostral e, consequentemente, afetar os testes de significância das variáveis utilizadas nos modelos.

Dessa perspectiva, o modelo hierárquico de regressão24 mostra-se o mais adequado, visto que considera, na estimação dos parâmetros, a dependência existente entre a renda e as características empregatícias dos indivíduos localizados em um mesmo estado, permitindo um uso mais eficiente dos dados. Construímos, então, dois níveis de análises, sendo o primeiro nível correspondente às características individuais e o segundo nível composto por medidas agregadas referentes ao contexto de cada estado de destino, conforme indicado no Quadro 1. A análise hierárquica controla a heterogeneidade observada no nível agregado, permitindo ainda a partição da variabilidade da variável resposta relativa a cada nível, incluindo controles específicos para o nível agregado.

No caso de nossa amostra, os resultados indicam que a variação por estados no salário é pequena (correlação intraclasse pouco maior do que 1%), porém estatisticamente significante. Essa variação pequena se explica pelo fato de que são apenas 24 estados25 para cerca de 11.229 casos, havendo grande número de casos dentro de cada estado. Como foram utilizados pesos populacionais no nível 1 de análise, essa proporção de indivíduos por estado aumenta mais ainda. Com um número tão grande de casos de nível 1 para um número tão pequeno de grupamentos (24 estados), seria natural que a variação entre grupos praticamente não fosse detectada, porém ela existe e é significante de acordo com o teste de chi-quadrado fornecido pelo software, sendo relevante levá-la em conta.

Ainda com o objetivo de corrigir o viés de seletividade da amostra, foi realizado para o modelo de análise do logaritmo de rendimento salarial o teste sugerido por Heckman26 (1979). O resultado do modelo foi estatisticamente significante, indicando a existência de viés de seleção para o mercado de trabalho brasileiro. Dessa forma, no modelo hierárquico, que tem como unidade de análise o Brasil, é incluída uma variável preditora da propensão marginal do indivíduo a estar ocupado, estimada por meio de uma regressão logística, conforme indicado por Heckman.27 Nesse sentido, a inclusão dessa variável pretende controlar a probabilidade de inserção do indivíduo no mercado de trabalho e, consequentemente, o viés de seleção da amostra. Quando selecionadas separadamente as unidades da federação, o teste de Heckman também aponta a existência de viés de seleção para alguns estados, quais sejam, São Paulo, Paraná, Amazonas e Rio Grande do Sul.

A partir desses esclarecimentos, definimos o modelo hierárquico final com o seguinte formato de equação:

Nível 1: individual

LNSAL = β0 + β1*(BRAS_NEGRO) + β2*(BOLIVIANO) + β3*(PARAGUAIO) + β4*(PERUANO) + β5*(URUGUAIO) + β6*(EDUC1) + β7*(EDUC2) + β8*(EDUC3) + β9*(CIDADAN) + β10*(IDADECEN) + β11*(IDADECEN2) + β12*(EMPREEND) + β13*(GGRUPOS1) + β14*(GGRUPOS2) + β15*(GGRUPOS3) + β16*(GGRUPOS4) + β17*(GGRUPOS5) + β18*(GGRUPOS6) + β19*(GGRUPOS7) + β20*(GGRUPOS8) + β21* (GGRUPOS10) + β22*(IDMIGRA) + β23*(LNHTRAB) + β24*(SEMRELIG) + β25*(OUTRAREL) + β26*(PROTEST) + β27*(RESPONS) + β28**(FATDEF) + β29*(SOLTEIRO) + β30*(URBANO) + β31*(PRED_HECKMAN) + β32*(TEMPMORA) + r

Nível 2: estrutural28

Para uma abordagem ainda mais aprofundada da situação econômica das minorias étnico-raciais no mercado de trabalho, realizamos, em seguida, a avaliação dos rendimentos de uma perspectiva regional, utilizando, para tanto, modelos de regressão linear múltipla para os estados de maior concentração dos imigrantes internacionais em foco. Para essa abordagem regional, optamos pelos seguintes modelos: 1) um modelo somente para o estado de São Paulo, incluindo todos os migrantes estrangeiros e o brasileiro negro, comparados ao brasileiro branco, já que nesse estado foi onde verificamos a distribuição mais homogênea entre os grupos de análise; 2) quatro modelos separados para os estados de Rondônia, Paraná, Amazonas e Rio Grande do Sul, regiões onde observamos a ocorrência de maior número29 de bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios, respectivamente. Vale esclarecer que, nesses modelos específicos para os estados de maior concentração desses imigrantes, comparamos os rendimentos destes com o de brasileiros negros e brancos. Ou seja, em Rondônia, por exemplo, analisamos os logaritmos dos salários dos bolivianos e brasileiros migrantes negros em relação ao do migrante brasileiro branco. Assim, é possível examinar com maior detalhe as desigualdades de rendimentos quanto à origem e ao destino.

Dessa forma, a equação linear para cada estado apresenta o seguinte formato:

Onde:

Y = logaritmo do salário;

β0 = salário do trabalhador quando todo X (variáveis independentes) for igual a zero (intercepto);

β1X+ ... +βkXk = o efeito das variáveis explicativas (educ1, educ2, educ3, idade_cen, idade_cen2, ggrupos1, ggrupos2, ggrupos3, ggrupos4, ggrupos5, ggrupos6, ggrupos7, ggrupos8, grupos10, Lnhtrab, fator_defic, id_migra, tempmora, cidadania, solteiro, responsável, sem_relig, protestante, outra_relig, trabdesq, empreendedor, urbano, Bras_Negro, Boliviano, Peruano, Paraguaio e Uruguaio) sobre o salário do trabalhador (inclinação da reta);

Após a verificação do efeito da origem étnica/racial nos rendimentos dos trabalhadores migrantes no Brasil e nos estados onde cada grupo de migrante se concentra, avaliamos a existência e o grau de discriminação dos imigrantes internacionais comparados aos brasileiros brancos e também negros. A metodologia para essa avaliação consiste na decomposição dos diferenciais de salário através do método proposto por Oaxaca (1973) e Blinder (1973). Essa decomposição é resultante de estimativas de regressões de rendimentos de dois grupos que se deseja comparar. Nesse caso, realizamos dois conjuntos de comparações para verificar: 1) a existência de discriminação daqueles grupos em relação ao brasileiro branco; 2) a existência de discriminação em relação aos migrantes internacionais em comparação aos brasileiros negros. Portanto, as equações, estimadas através da decomposição de Oaxaca e Blinder em um primeiro momento, têm como grupo de referência os brasileiros migrantes interestaduais brancos e, em seguida, os brasileiros migrantes interestaduais negros. As diferenças nos rendimentos estimados, em cada estado, referem-se ao componente discriminatório, apresentado na seguinte expressão.

Onde:

D é a diferença do logaritmo dos salários médios, entendida como a medida da discriminação;

β0b é o intercepto da equação estimada para brasileiros (brancos ou negros);

β0imj é intercepto da equação estimada para os imigrantes internacionais do país j e, em um primeiro momento, para os brasileiros migrantes negros (quando o grupo de referência são os brasileiros migrantes brancos);

0b – β0imj) é a diferença nos rendimentos entre os grupos em comparação, quando se assume um mesmo valor para todas as variáveis explicativas;

é o termo que indica a existência de valorização desigual de um mesmo atributo (pessoal ou produtivo). É realizado o somatório das médias das variáveis independentes, para cada grupo de imigrante, multiplicadas pela diferença entre os coeficientes dos estimadores das variáveis (independentes) do grupo de brasileiros e do grupo étnico/nacional. Essa equação resulta na parcela não explicada do hiato salarial, atribuível aos valores diferentes dados aos atributos apresentados a partir das variáveis estabelecidas no modelo. Um valor positivo indica que os atributos e características dos brasileiros são mais valorizados do que aqueles dos imigrantes originários do país j.

A soma dos dois termos refere-se à diferença nos rendimentos entre brasileiros e imigrantes que não é explicada pelos atributos pessoais e produtivos. Esse é o componente residual, denominado “componente discriminatório” ou “discriminação”.30

Os resultados

Nesta seção, analisamos inicialmente os resultados do modelo hierárquico para os imigrantes em questão no mercado de trabalho brasileiro como um todo. Em seguida, verificamos o efeito da origem étnica/racial sobre os rendimentos dos indivíduos nos estados de maior concentração desses imigrantes, por meio da estimação de cinco modelos de regressão linear múltipla. Por fim, avaliamos a existência e o grau de discriminação dos imigrantes internacionais em comparação com os brasileiros migrantes brancos e também negros.

Ao analisarmos a situação dos grupos quanto aos rendimentos salariais no mercado de trabalho brasileiro (Tabela 1), verificamos que a variável origem/cor/raça tem efeito negativo nos rendimentos salariais de todos os migrantes analisados, efeito esse que apresenta diferenças conforme o grupo: 13,4% para os brasileiros negros, 16% para os paraguaios, 21,1% para os uruguaios, 23,3% para os bolivianos e 28,9% para os peruanos. Esses resultados nos permitem inferir que esses grupos apresentam médias salariais inferiores às dos brasileiros migrantes brancos, sendo os peruanos os trabalhadores com menores médias dentre os demais grupos investigados.

Tabela 1 Exponenciais dos Estimadores (EXP(b)) do Modelo Hierárquico do Logaritmo do Salário Mensal do Trabalho Principal no Mercado Brasileiro 

Origem/ cor/ raça Exp (b)****
Bras. Negro 0,866***
Boliviano 0,767***
Paraguaio 0,840***
Peruano 0,711***
Uruguaio 0,789***

*** Resultados significantes ao nível de 1%.

**** Para determinar o efeito de cada variável em termos percentuais, basta realizar o seguinte cálculo: [Exp(b)-1]x100. (Considera-se aqui a padronização de resultados estatísticos em que * são os resultados significantes ao nível de 10% e ** são os resultados significantes ao nível de 5%.)

Fonte: IBGE, Censo demográfico 2010 (subamostra). Dados trabalhados pelas autoras.

Vale destacar também que, embora a variável origem/cor/raça tenha efeito negativo nos rendimentos de todos os grupos pesquisados, esse efeito tem menor intensidade para os brasileiros da cor negra. Nesse sentido, verificamos uma melhor situação do brasileiro negro migrante interestadual em relação ao imigrante internacional latino no mercado brasileiro.

No que diz respeito à análise regional, na maioria dos casos, verificamos que os brasileiros negros e os imigrantes internacionais latinos estão em pior situação no mercado em relação ao imigrante interestadual branco, já que seus estimadores, em geral, apresentam um efeito negativo nos seus rendimentos. As únicas exceções observadas são para os bolivianos, paraguaios e uruguaios em São Paulo, brasileiros negros e bolivianos no estado de Rondônia e peruanos no Amazonas, que não apresentaram resultados estatisticamente significativos. Nesses casos específicos, a falta de evidências de que a variável origem/cor/raça tenha efeito sobre os rendimentos dos migrantes sugere que os salários desses grupos não são diferentes dos salários dos trabalhadores brancos, quando controladas as demais características socioeconômicas dos imigrantes.

Na análise regional, destaca-se também o resultado obtido para os trabalhadores bolivianos em São Paulo. Verificamos que esse grupo de imigrantes não apresenta salários estatisticamente diferentes dos salários de brasileiros brancos, na medida em que seu coeficiente não foi significativo. Nesse sentido, esse resultado não corrobora parte da literatura já existente sobre os bolivianos em São Paulo (Silva, 2006; Baeninger, 2012), composta, sobretudo, por estudos de abordagem qualitativa e com foco nos trabalhadores ilegais clandestinos. Ao contrário da literatura existente, nossos achados indicam que a situação dos bolivianos, provavelmente aqueles legalizados no país, é semelhante ou melhor do que aquela em que se encontram os outros grupos de imigrantes em estudo (de peruanos, paraguaios e uruguaios).

No que diz respeito à comparação entre o brasileiro negro e os demais imigrantes internacionais, constatamos que, para todos os grupos com estimadores estatisticamente significativos, o negro encontra-se em melhor situação do que os latinos. Por exemplo, em São Paulo, o efeito da origem peruana reduz em média o salário do trabalhador peruano em 34,3%, e o do negro brasileiro migrante interestadual em 18,2%, enquanto os bolivianos, paraguaios e uruguaios não têm estimador significativo. Dessa mesma forma, no Paraná e no Rio Grande do Sul, verificamos um efeito negativo de 8% e 15,2% nos salários dos negros migrantes nativos e de 15, 6% para os paraguaios e 17,7% para uruguaios.

Sugerimos três possíveis explicações para o fato de o negro estar em uma menor desvantagem do que uruguaios e paraguaios nos estados do Rio Grande do Sul e Paraná, respectivamente, se comparados aos brasileiros brancos migrantes interestaduais. Primeiramente, propomos que o trabalhador negro que migra para a região sul do país, sabendo do contexto de alta discriminação racial nesses estados (Oliveira, 2007), desloca-se para essas regiões quando tem, de fato, uma possibilidade de mobilidade ocupacional ascendente, o que reduziria as desigualdades entre eles e os brancos. A segunda sugestão é que, pelo fato de os negros serem vistos como “invisíveis” nos estados do Sul (Moraes e Souza, 1999), eles não são considerados nessas regiões uma ameaça para o restante da população como os uruguaios e os paraguaios no Rio Grande do Sul e no Paraná. Estes passam a ser considerados visíveis somente ao competirem por melhores ocupações com os nativos. A terceira sugestão é de que uruguaios e paraguaios possam fazer parte de redes sociais fechadas e homogêneas que providenciam desvantagens significativas para os imigrantes como exposto por Lin (2006) e Portes e Bach (1985). Essas são possíveis explicações que devem ser analisadas em estudos futuros.

Esses achados corroboram em parte a literatura, já que: 1) confirmam que há vários modos de incorporação dos imigrantes internacionais no mercado de trabalho e que nem todos estão em uma situação permanente de exploração e inferioridade (Portes e Manning, 2008; Van Tubergen, Maas e Flap, 2004), e, mais ainda, que nativos negros (migrantes interestaduais) e latinos estão frequentemente em desvantagem em obter bons trabalhos e rendimentos melhores no mercado de trabalho, comparados aos nativos brancos (Jong e Madamba, 2001; Roth 2012); 2) no que diz respeito ao local de destino, este estudo mostrou que não se deve desconsiderar essa variável, pois o modelo hierárquico mostrou significativa a variação nos resultados por estado da federação, diferentemente do que pesquisas anteriores indicaram (Van Tubergen, Maas e Flap, 2004). Além disso, considerando o destino, verificamos que o brasileiro migrante negro reduz suas desvantagens se o local de destino é o sul do país (Paraná e Rio Grande do Sul).

Tabela 2 Exponenciais dos Estimadores (EXP(b)) das Equações Lineares para o Logaritmo do Salário Mensal no Trabalho Principal 

Origem/Raça Estado
SP RO PR AM RS
Bras. Negro 0,818*** 0,906 0,920 0,841** 0,848***
Boliviano 0,638 0,789      
Paraguaio 0,770   0,844**    
Peruano 0,657**     0,811  
Uruguaio 0,837       0,823***

** Significante ao nível de 5%.

*** Significante ao nível de 1%, considerando-se a mesma padronização de resultados estatísticos assinalada na Tabela 1.

Fonte: IBGE, Censo demográfico 2010 (subamostra). Dados trabalhados pelas autoras.

Destacamos também os achados para os bolivianos neste estudo: embora estejam em desvantagem no mercado de trabalho se comparados aos brasileiros brancos, sua situação não é pior do que a dos peruanos, quando a análise é feita, por exemplo, separadamente para São Paulo. Os resultados sugerem que a situação dos bolivianos é semelhante ou melhor do que a dos outros grupos de latinos no país e superior ainda quando eles são comparados aos brasileiros negros com atributos semelhantes.

Com o objetivo de melhor avaliar a condição socioeconômica ocupacional no país dos grupos de imigrantes em estudo e, principalmente, verificar se brasileiros negros estão em desvantagem, comparados aos imigrantes internacionais latinos, avaliamos a existência ou não e a intensidade de discriminação no mercado de trabalho para esses grupos. Observamos que, em relação ao brasileiro branco com atributos semelhantes, todos os coeficientes estatisticamente significantes indicam a ocorrência de discriminação negativa, sobretudo para os imigrantes latinos, como mostrado na Tabela 3. Ou seja, não há, nos casos analisados, a ocorrência de discriminação positiva em relação ao migrante brasileiro branco.

Tabela 3 Análise do Componente Discriminatório (variação não explicada da decomposição de Oaxaca e Blinder) de Imigrantes Internacionais 

Grupo de referência – Brasileiros Brancos
Origem/Raça SP RO PR AM RS
Bras. Negro -29%*** 4% -7% -35%** 2%
Boliviano -42%*** -52***      
Paraguaio -19%**   -19%**    
Peruano -22%     -115%***  
Uruguaio -5%       -48%***
Grupo de referência – Brasileiros Negros
Origem/Raça SP RO PR AM RS
Boliviano -16% 8%      
Paraguaio -2%   -16%    
Peruano -2%     -55%***  
Uruguaio 16%       -52%***

** Significante ao nível de 5%

*** Significante ao nível de 1%. (Considerando-se a mesma padronização de resultados estatísticos assinalada nas tabelas anteriores.)

Fonte: IBGE, Censo demográfico 2010 (subamostra). Dados trabalhados pelas autoras.

Esses resultados corroboram os achados de Vilela (2011b) para os dados do censo 2000 entre brasileiros (independentemente de cor/raça) e os imigrantes latinos. Em São Paulo, apenas os uruguaios e peruanos não sofrem discriminação estatisticamente significativa. Para os demais grupos, observamos que os negros têm uma redução nos rendimentos de 29% não explicada pelos atributos produtivos dos trabalhadores e os bolivianos e paraguaios apresentam uma redução de rendimentos de 42% e 19% respectivamente. Dessa forma, verificamos que em São Paulo os bolivianos são os imigrantes com maior intensidade de discriminação, seguidos pelos negros e depois pelos paraguaios. Tal resultado é interessante porque mostra que, embora a origem boliviana não tenha efeito negativo sobre seu rendimento, como exposto acima, ela tem efeito para a mensuração da discriminação do indivíduo no mercado de trabalho. Em outras palavras, os salários dos bolivianos são semelhantes aos dos brasileiros brancos, mas, considerando-se seus atributos produtivos, os bolivianos deveriam ganhar 42% a mais, em média, do que efetivamente recebem.

No Sul, mais uma vez, observa-se que o paraguaio (-19%) e o uruguaio (-48%) sofrem discriminação mais intensa do que os negros. Essa mesma situação é encontrada em Rondônia, onde o negro não tem coeficiente discriminatório significativo e o boliviano apresenta redução de 52% dos seus rendimentos não explicados, sendo indicativo de discriminação. Destacamos também os resultados encontrados no Amazonas, onde o peruano sofre uma intensa redução em seu salário (115%), enquanto o negro apresenta diminuição bem inferior, de aproximadamente 35% nos rendimentos não explicados pelos atributos produtivos desses trabalhadores.

A partir desses resultamos confirmamos os achados anteriores que indicam que o negro migrante não se encontra em situação inferior à de alguns imigrantes internacionais, em casos específicos. Verificamos, portanto, que o brasileiro migrante negro encontra-se em vantagem em Rondônia, no Paraná, no Amazonas e no Rio Grande do Sul. Em São Paulo, eles só se encontram em vantagem se comparados aos bolivianos.

Por fim, analisamos a discriminação dos imigrantes internacionais em comparação aos brasileiros negros com atributos produtivos semelhantes e percebemos que apenas os peruanos no Amazonas e os uruguaios no Rio Grande do Sul sofrem discriminação negativa em relação ao negro, apontando para uma situação pior daqueles trabalhadores nessas regiões de análise. Interessante ressaltar que, conforme as discussões apresentadas anteriormente, em que argumentamos a necessidade de controle da variabilidade existente entre os estados para esse tipo de estudo, observamos que a situação do paraguaio, peruano e uruguaio em São Paulo inverte-se completamente. Ou seja, como discutido anteriormente, no Paraná, no Amazonas e no Rio Grande do Sul esses grupos de imigrantes possuem seus rendimentos reduzidos devido à discriminação negativa, enquanto que em São Paulo não verificamos a existência de discriminação.

A decomposição de Oaxaca e Blinder confirma os resultados anteriores sobre a existência de uma vantagem do brasileiro negro (migrante interestadual) quando se analisa o Brasil como um todo e, em particular, os estados de Rondônia, Paraná, Amazonas e Rio Grande do Sul. As exceções encontram-se em São Paulo, quando a comparação é feita com paraguaios, peruanos e uruguaios.

Considerações finais

Nesse artigo, buscamos verificar, principalmente, se os rendimentos do trabalho dos imigrantes no Brasil variam pela discriminação no mercado de trabalho, isto é, pelas diferenças de remuneração entre dois postos de trabalho idênticos, ocupados por trabalhadores com atributos produtivos idênticos, mas de origem étnica/nacional e cor/raça diferentes. Quando o mercado remunera os indivíduos com base em atributos não produtivos (cor/raça e origem étnica/nacional, por exemplo), estes funcionam como geradores de desigualdades.

Os achados principais são de que, no Brasil, latinos e nativos negros, comparados aos nativos brancos, se encontram em desvantagem no mercado de trabalho. Porém, aqui, ao contrário do que ocorre em outras sociedades como os Estados Unidos (Tienda e Lii, 1987; Borjas, 2006), os nativos migrantes negros apresentam menor desvantagem no mercado de trabalho do que migrantes latinos (bolivianos, paraguaios, peruanos e uruguaios, no caso), ante o grupo majoritário de nativos migrantes brancos. Isso porque, quando analisada em relação ao Brasil como um todo, a variável origem/cor/raça tem efeito negativo nos rendimentos de todos os grupos pesquisados, mas esse efeito tem menor intensidade para os brasileiros da cor negra. Portanto, observamos uma melhor situação do negro em relação ao imigrante internacional no mercado brasileiro. Quanto à análise da discriminação, notamos também que, em geral, os atributos produtivos dos latinos são menos valorizados do que os dos brasileiros negros, refletindo em uma situação de discriminação no mercado. Essa vantagem dos negros frente aos latinos, sobretudo nos estados do sul do país (Paraná e Rio Grande do Sul), apresentou-se como elemento surpresa e, por isso, deve se tornar objeto de estudos futuros.

Assinale-se que, para as análises realizadas nesse estudo, foi criada uma amostra de contrafactual dos latinos no Brasil. Essa metodologia permite a comparação de indivíduos que sejam o mais semelhantes possível, mas também pode acarretar a construção de uma amostra diferente da distribuição de pretos e pardos existentes no Brasil.

Dessa forma, observamos que o mercado de trabalho brasileiro é, sim, um gerador de desigualdade e que os grupos são discriminados por suas origens nacionais e/ou cor/raça. Verificamos também que: 1) origem étnica/nacional, bem como cor/raça, é uma variável que deve ser considerada nos estudos de estratificação social e mobilidade social no país, algo que é ainda incipiente em estudos nacionais; 2) o local de destino, assim como o de origem, deve ser considerado na análise das desigualdades, uma vez que é uma variável fundamental para uma melhor compreensão da inserção do imigrante no mercado de trabalho; 3) os latinos que residem no estado de São Paulo estão em grande vantagem em comparação com seus compatriotas que permanecem nos estados fronteiriços aos de suas origens, no que diz respeito aos rendimentos; 4) os brasileiros migrantes negros não se encontram em uma situação socioeconômica homogênea em todo o território nacional, isto é, em desvantagem no mercado de trabalho, pois nos estados do Rio Grande do Sul e Paraná há uma redução das desigualdades entre negros e brancos; 5) os dados mostram que não podemos generalizar a ideia de uma situação de desvantagem do negro em todo o país, corroborando os achados de Melo, Araújo e Marques (2003) e em contraposição ao de Fernandes (2008).

Por fim, verificamos que a primeira hipótese de pesquisa, proposta na seção de revisão da literatura, foi validada, pois identificamos que há diferenças significativas nos resultados quanto aos rendimentos salariais entre grupos minoritários quando comparados ao grupo majoritário. Quanto à segunda hipótese, em geral foi validada, uma vez que confirmamos que origem/nacionalidade do imigrante tem impacto negativo sobre a condição econômica do indivíduo em comparação ao grupo nacional brasileiro branco, e que a cor/raça não branca também tem impacto negativo quando comparada à cor/raça branca, após o controle de características individuais, de origem, de destino e de comunidade. No que diz respeito à terceira hipótese, foi refutada em parte, pois o impacto negativo de raça é mais forte do que o de grupos étnicos/nacionais apenas no caso dos estados de São Paulo, Rondônia e Amazonas, mas não no caso dos estados do Rio Grande do Sul e Paraná e do Brasil como um todo.

Apêndice 1

Distribuição dos Grupos de Imigrantes por Estado 

Estado Brasileiro Branco Brasileiro Negro Boliviano Paraguaio Peruano Uruguaio Total
Rondônia 100 289 73 38 10 1 511
Acre 92 319 34 3 34 0 482
Amazonas 77 230 11 0 124 1 443
Roraima 11 31 1 1 11 0 55
Pará 11 13 2 4 6 0 36
Amapá 0 0 1 0 2 0 3
Tocantins 0 0 1 0 2 3 6
Maranhão 2 1 1 0 4 0 8
Piauí 1 3 2 0 1 0 7
Ceará 1 6 4 1 3 0 15
Rio Grande do Norte 8 9 1 0 4 5 27
Paraíba 0 0 1 0 0 0 1
Pernambuco 14 20 4 3 5 0 46
Alagoas 0 3 0 0 1 0 4
Sergipe 2 3 0 0 2 0 7
Bahia 15 25 6 1 8 8 63
Minas Gerais 41 40 15 10 16 13 135
Espírito Santo 4 21 7 4 8 6 50
Rio de Janeiro 72 102 17 8 22 19 240
São Paulo 796 2.139 508 113 112 87 3.755
Paraná 480 376 21 286 23 19 1.205
Santa Catarina 228 72 6 52 23 71 452
Rio Grande do Sul 1.222 208 15 22 21 573 2.061
Mato Grosso do Sul 385 487 31 261 3 3 1.170
Mato Grosso 71 173 40 52 5 5 346
Goiás 14 38 12 5 11 2 82
Distrito Federal 7 17 3 0 8 3 38
Total 3.654 4.625 817 864 469 819 11.248

Apêndice 2

Resultados para o Modelo Hierárquico do Logaritmo da Renda 

Fixed Effect Coefficient Standard Error T-ratio Approx. d.f. P-value
For INTRCPT1, B0          
INTRCPT2, G00 6.745772 0.022274 302.849 22 0.000
PIBDEST, G01 0.022576 0.008399 2.688 22 0.013
For CIDADAN slope, B1          
INTRCPT2, G10 0.088487 0.048924 1.809 11172 0.071
For EDUC1 slope, B2          
INTRCPT2, G20 -1.011860 0.042883 -23.596 11172 0.000
For EDUC2 slope, B3          
INTRCPT2, G30 -0.885747 0.044613 -19.854 11172 0.000
For EDUC3 slope, B4          
INTRCPT2, G40 -0.729321 0.038054 -19.165 11172 0.000
For EMPREEND slope, B5          
INTRCPT2, G50 0.110945 0.026395 4.203 11172 0.000
For GGRUPOS0 slope, B6          
INTRCPT2, G60 1.211027 0.098456 12.300 11172 0.000
For GGRUPOS1 slope, B7          
INTRCPT2, G70 0.741245 0.060403 12.272 11172 0.000
For GGRUPOS2 slope, B8          
INTRCPT2, G80 0.715923 0.053413 13.404 11172 0.000
For GGRUPOS3 slope, B9          
INTRCPT2, G90 0.549458 0.053789 10.215 11172 0.000
For GGRUPOS4 slope, B10          
INTRCPT2, G100 0.302343 0.072135 4.191 11172 0.000
For GGRUPOS5 slope, B11          
INTRCPT2, G110 0.241339 0.046466 5.194 11172 0.000
For GGRUPOS6 slope, B12          
INTRCPT2, G120 -0.103910 0.064281 -1.617 11172 0.106
For GGRUPOS7 slope, B13          
INTRCPT2, G130 0.241009 0.041416 5.819 11172 0.000
For GGRUPOS8 slope, B14          
INTRCPT2, G140 0.203108 0.046100 4.406 11172 0.000
For GRUPOS10 slope, B15          
INTRCPT2, G150 0.103577 0.053273 1.944 11172 0.052
For IDADE2 slope, B16          
INTRCPT2, G160 0.000093 0.000101 0.917 11172 0.359
For IDADECEN slope, B17          
INTRCPT2, G170 0.021590 0.003316 6.512 11172 0.000
For IDMIGRA slope, B18          
INTRCPT2, G180 -0.012572 0.003138 -4.006 11172 0.000
For LNHTRAB slope, B19          
INTRCPT2, G190 1.251649 0.009050 138.297 11172 0.000
For MIGDUM2 slope, B20          
INTRCPT2, G200 -0.143644 0.029153 -4.927 11172 0.000
For MIGDUM3 slope, B21          
INTRCPT2, G210 -0.264484 0.060228 -4.391 11172 0.000
For MIGDUM4 slope, B22          
INTRCPT2, G220 -0.173172 0.055037 -3.146 11172 0.002
For MIGDUM5 slope, B23          
INTRCPT2, G230 -0.340228 0.071469 -4.760 11172 0.000
For MIGDUM6 slope, B24          
INTRCPT2, G240 -0.236521 0.062551 -3.781 11172 0.000
For OUTRAREL slope, B25          
INTRCPT2, G250 -0.001846 0.053898 -0.034 11172 0.973
For PROTEST slope, B26          
INTRCPT2, G260 -0.149786 0.030586 -4.897 11172 0.000
For RESPONS slope, B27          
INTRCPT2, G270 0.100241 0.023857 4.202 11172 0.000
For SEMRELIG slope, B28          
INTRCPT2, G280 0.025140 0.031156 0.807 11172 0.420
For SOLTEIRO slope, B29          
INTRCPT2, G290 -0.155244 0.026062 -5.957 11172 0.000
For URBANO slope, B30          
INTRCPT2, G300 0.217561 0.045526 4.779 11172 0.000
For YHAT slope, B31          
INTRCPT2, G310 0.235345 0.485631 0.485 11172 0.628
For FATDEF slope, B32          
INTRCPT2, G320 -0.123305 0.029405 -4.193 11172 0.000
For TEMPMORA slope, B33          
INTRCPT2, G330 -0.014537 0.003164 -4.595 11172 0.000
Estimação final para variância dos componentes
Random Effect Standard Deviation Variance Component df Chi-square P-value
INTRCPT1, u0 0.04616 0.00213 22 50.96548 0.001
level-1, r 1.03327 1.01650      

Bibliografia

AGUIAR, N.; FERNANDES, D. C. & NEVES, J. A. B. (2007), “Mobilidade social feminina”, in Neuma Aguiar (org.), Desigualdades sociais, redes de sociabilidade e participação política, Belo Horizonte, UFMG. [ Links ]

BAENINGER, R. (org.). (2012), Imigração boliviana no Brasil. Campinas, Núcleo de Estudos de População – Unicamp/Fapesp/CNPq/Unfpa. [ Links ]

BAENINGER, R. & PERES, R. G. (2011), “Refugiados africanos em São Paulo, Brasil: espaços da migração”. Revista Internacional em Língua Portuguesa, III (24): 97-110. [ Links ]

BLINDER, A. (1973), “Wage discrimination: reduced form and structural estimates”. Journal of Human Resources, 8 (4): 436-455. [ Links ]

BOGARDUS, E. S. (1959), Social distance. Los Angeles, Antioch Press. [ Links ]

BORJAS, G. J. (1994), “The economics of immigration”. Journal of Economic Literature, 32 (4): 1667-1717. [ Links ]

BORJAS, G. J. (2006), “Wage trends among disadvantaged minorities”, in M. Blank, S. H. Danziger et al. (eds.), Working and poor: how economic and policy are affecting low-wage workers, Nova York, Russell Sage Foundation. [ Links ]

CHISWICK, B. R. (1999), “Are immigrants favorably self-selected?”. The American Economic Review, 89 (2): 181-185. [ Links ]

CAMPANTE, F. R.; CRESPO, A. & LEITE, G. P. G. (2004), “Desigualdade salarial entre raças no mercado de trabalho urbano brasileiro: aspectos regionais”. Revista Brasileira de Economia, 58 (2): 185-210. [ Links ]

CENNI, F. (2011), Italianos no Brasil. 3. ed. São Paulo, Edusp. [ Links ]

CYMBALISTA, R. & XAVIER, I. (2007), “A comunidade boliviana em São Paulo: definindo padrões de territorialidade”. Cadernos da Metrópole, 17: 119-133. [ Links ]

FERNANDES, F. (2008), A integração do negro na sociedade de classes. São Paulo, Globo. [ Links ]

FLEISCHMANN, F. & DRONKERS, J. (2010), “Unemployment among immigrants in european labour markets: an analysis of origin and destination effects”. Work, Employment and Society, 24 (2): 337-354. [ Links ]

GOLDSTEIN, H. ([1995] 2003), Multilevel statistical models. 2. ed. Londres/Nova York, E. Arnold/ Halsted Press. [ Links ]

GOLGHER, A. B. (2006), Diagnóstico do processo migratório no Brasil 1: comparação entre não-migrantes e migrantes. Belo Horizonte, Cedeplar-UFMG. [ Links ]

GUJARATI, D. (2006), Econometria básica. 4. ed. Rio de Janeiro, Elsevier. [ Links ]

HALL, M. & FARKAS, G. (2008), “Does human capital raise earnings for immigrants in the low-skill labor market?”. Demography, 45 (3): 619-639. [ Links ]

HASENBALG, C. (2005), Discriminação e desigualdades raciais no Brasil. 2. ed. Belo Horizonte/Rio de Janeiro, UFMG/Iuperj. [ Links ]

HASENBALG, C. & VALLE SILVA, N. (2003), Origens e destinos: desigualdades sociais ao longo da vida. Rio de Janeiro, Topbooks. [ Links ]

HECKMAN, J. J. (1979), “Sample selection bias as a specification error”. Econometrica, 47 (1): 153-162. [ Links ]

IBGE – Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. (2012), Censo demográfico brasileiro 2010. Rio de Janeiro, IBGE. [ Links ]

ILLES, P.; TIMÓTEO, G. L. S. & PEREIRA, E. (2008), “Tráfico de pessoas para fins de exploração do trabalho na cidade de São Paulo”. Cadernos Pagu, 31: 219-251. [ Links ]

IOM – International Organization for Migration. MIGRATION NOTEBOOK N. 6 – HAITIAN MIGRATION TO BRAZIL: CHARACTERISTICS, opportunities and challenges. Buenos Aires, IOM – Regional Office for South America. [ Links ]

JONG, G. F. D. & MADAMBA, A. B. (2001), “A double disadvantage? Minority group, immigrant status, and underemployment in the United States”. Social Science Quarterly, 82 (1): 117-129. [ Links ]

KESLER, C. & HOUT, M. (2010), “Entrepreneurship and immigrant wages in US labor markets: A multi-level approach”. Social Science Research, 39 (2): 187-201. [ Links ]

KRATOCHWILL, H. (1996), “Migraciones, circulaciones de personas y política migratoria en el Mercosul”, in N. L. C. Patarra (ed.), Migrações internacionais: herança XX, agenda XXI, Campinas, FNUAP, vol. 2. [ Links ]

LIN, N. (2006), Social capital: a theory of social struture and action. Cambridge, Cambridge University Press. [ Links ]

LOBO, E. M. L. (1991), “A imigração portuguesa e a mão-de-obra do Rio de Janeiro na primeira república”. Anais do I Congresso Brasileiro de História Econômica, Rio de Janeiro. [ Links ]

LOBO, E. M. L (org.). (1992), Rio de Janeiro operário. Rio de Janeiro, ACCES. [ Links ]

MARTES, A. C. B. (2009), “Velho tema, novos desafios: gestão pública da imigração”. Cadernos Adenauer, X (1): 9-27. [ Links ]

MARTINS, J. S. (1989), “A imigração espanhola para o Brasil e a formação da força de trabalho na economia cafeeira: 1880-1930”. Revista de História, 121: 5-26. [ Links ]

MAKABE, T. (1981), “The theory of the split labor market: a comparison of the japanese experience in Brazil and Canada”. Social Forces, 59 (3): 786-809. [ Links ]

MELO, H. P. D.; ARAÚJO, J. L. D. & MARQUES, T. C. D. N. (2003), “Raça e nacionalidade no mercado de trabalho carioca na Primeira República: o caso da cervejaria Brahma”. Revista Brasileira de Economia, 57 (3): 535-569. [ Links ]

MONSMA, K. (2010), “Vantagens de imigrantes desvantagens de negros: emprego, propriedade, estrutura familiar e alfabetização depois da abolição do Oeste paulista”. Dados – Revista de Ciências Sociais, 53 (3): 509-543. [ Links ]

MORAES, P. R. B. D. & SOUZA, M. G. (1999), “Invisibilidade, preconceito e violência racial em Curitiba”. Revista de Sociologia e Política, 13: 7-16. [ Links ]

OAXACA, R. (1973), “Male-female wage differentials in urban labor markets”. International Economic Review, 14: 693-709. [ Links ]

OIT – Organização Internacional do Trabalho. (2011), Igualdade no trabalho: um desafio contínuo. Relatório Global no quadro do seguimento da Declaração sobre os Princípios e Direitos Fundamentais no Trabalho. Genebra/ Lisboa, Bureau Internacional do Trabalho/OIT – Gabinete de Estratégia e Planeamento GEP/MTSS. [ Links ]

OLIVEIRA, M. D. (2007), “Imigração e diferença em um estado do sul do Brasil: o caso do Paraná”. Nuevo Mundo Mundos Nuevos, Debates. Disponível em http://nuevomundo.revues.org/5287. [ Links ]

PASTORE, J. (1979), Desigualdade e mobilidade social no Brasil. São Paulo, Edusp. [ Links ]

PATARRA, N. L. (2005), “Migrações internacionais de e para o Brasil contemporâneos: volumes, fluxos, significados e políticas”. São Paulo em Perspectiva, 19 (3): 23-33. Disponível em http://www.scielo.br/pdf/spp/v19n3/v19n3a02.pdf. [ Links ]

PATARRA, N. L. & FERNANDES, D. (2011). “Brasil: país de imigração?”. Revista Internacional em Língua PortuguesaMigrações, III (24): 65-96. [ Links ]

PERES, R. G. (2009). Mulheres na fronteira: a migração de bolivianas para Corumbá-MS. Tese de doutorado, Campinas, Departamento de Demografia – Unicamp. [ Links ]

PICHÉ, V.; RENAUD, J. & GINGRAS, L. (2002), “Economic integration of new immigrants in the Montreal labor market: a longitudinal approach”. Population, 57 (1): 57-82. Disponível em http://www.jstor.org/stable/3246627. [ Links ]

PIORE, M. (1979), Birds of passage: migrant labor and industrial societies. Cambridge, Cambridge University Press. [ Links ]

PORTES, A. (1995), The economic sociology of immigration: essays on networks, ethnicity, and entrepreneurship. Nova York, Russell Sage Foundation. [ Links ]

PORTES, A. (2000), “Capital social: origens e aplicações na sociologia contemporânea”. Sociologia, Problemas e Práticas, 33: 133-158. [ Links ]

PORTES, A. & BACH, R. (1985), Latin journey: cuban and mexican immigrants in the United States. Berkeley/Los Angeles, University of California Press. [ Links ]

PORTES, A. & MANNING, R. D. (2008), “The immigrant enclave: theory and empirical examples”, in D. B. Grusky (ed.), Social stratification: class, race, and gencer in sociological perspective, Boulder, CO, Westview Press. [ Links ]

PORTES, A. & RUMBAUT, R. G. (2001), Legacies: the story of the immigrant second generation. Berkeley/Nova York, University of California Press/Russell Sage Foundation. [ Links ]

RAUDENBUSH, S. W. & BRYK, A. S. (2002), Hierarchical linear models: applications and data analysis methods. Thousand Oaks, Sage Publications. [ Links ]

REYNERI, E. & FULLIN, G. (2009), “Labour market penalties of new immigrants in new and old receibing West European countries”. International Migration Journal, 593: 1-27. [ Links ]

RIBEIRO, C. A. D. C. (2003), “Estrutura de classes, condições de vida e oportunidades de mobilidade social no Brasil”, in Carlos Alfredo Hasenbalg e Nelson do Valle Silva (orgs.), Origens e destinos: desigualdades sociais ao longo da vida, Rio de Janeiro, Topbooks. [ Links ]

RIBEIRO, C. A. D. C. (2007), Estrutura de classe e mobilidade social no Brasil. Bauru, SP, Edusc. [ Links ]

RIBEIRO, C. A. D. C. (2009), Desigualdade de oportunidades no Brasil. Belo Horizonte, Argvmentvm. [ Links ]

ROTH, W. D. (2012), Race migrations: latinos and the cultural transformation of race. Redwood, CA, Stanford University Press. [ Links ]

SALA, G. A. (2005), Características demográficas e sócio-ocupacionais dos migrantes nascidos nos países do Cone Sul residentes no Brasil. Tese de doutorado, Belo Horizonte, Departamento de Demografia da UFMG. [ Links ]

SANTOS, J. A. F. (2009). “A interação estrutural entre a desigualdade de raça e de gênero no Brasil”. RBCS – Revista Brasileira de Ciências Sociais, 24 (70): 37-60. [ Links ]

SANTOS JÚNIOR, E. D. R. D.; MENEZES-FILHO, N. & FERREIRA, P. C. (2005), “Migração, seleção e diferenças regionais de renda no Brasil”. Pesquisa e Planejamento Eeconômico, 35 (3): 299-332. [ Links ]

SASAKI, E. A. (2006), “A imigração para o Japão”. Estudos Avançados, 20 (57): 99-117. [ Links ]

SCHULTZ, T. W. (1973), O capital humano: investimentos em educação e pesquisa. Rio de Janeiro, Zahar. [ Links ]

SILVA, A. D. (1998), “Costureiros hoje oficinistas amanhã? Indagações sobre a questão da mobilidade econômica e social entre os imigrantes bolivianos em São Paulo”. Anais do I Encontro Nacional sobre Migrações, Curitiba. [ Links ]

SILVA, A. D. (1995), Costurando sonhos: etnografia de um grupo de imigrantes bolivianos que trabalham no ramo da costura em São Paulo. Dissertação de mestrado, São Paulo, USP. [ Links ]

SILVA, A. D. (2006), “Bolivianos em São Paulo: entre o sonho e a realidade”. Estudos Avançados, 20: 57, 157-170. [ Links ]

SILVA, A. D (org.). (2012), Migrações na Pan-Amazônia: fluxos, fronteiras e processos socioculturais. São Paulo/Manaus, Hucitec/Fapeam. [ Links ]

SOUCHAUD, S. & BAENINGER, R. (2008), “Collas e cambas do outro lado da fronteira: aspectos da distribuição diferenciada da imigração boliviana em Corumbá, Mato Grosso do Sul”. Revista Brasileira de Estudos de População, 25 (2): 271-286. [ Links ]

SOUCHAUD, S.; CARMO, R. L., & FUSCO, W. (2007), “Mobilidade populacional e migração no Mercosul: a fronteira do Brasil com Bolívia e Paraguai”. Teoria e Pesquisa, 16 (1): 39-60. [ Links ]

SOUZA, I. I. de. (2006), Espanhóis: história e engajamento. São Paulo, Companhia Editora Nacional. [ Links ]

TIENDA, M. & LII, D.-T. (1987), “Minority concentration and earnings inequality: blacks, hispanics, and asians compared”. American Journal of Sociology, 93 (1): 141-165. [ Links ]

TRENTO, A. (1989). Do outro lado do Atlântico: um século de imigração italiana no Brasil. São Paulo, Studio Nobel. [ Links ]

TRUZZI, O. M. S. (1997), Patrícios: sírios e libaneses em São Paulo. São Paulo, Hucitec. [ Links ]

TRUZZI, O. M. S. (2005), Sírios e libaneses: narrativas de história e cultura. São Paulo, Companhia Editoria Nacional. [ Links ]

VALLE SILVA, N. (1981), “Cor e o processo de realização sócio-econômica”. Dados – Revista de Ciências Sociais, 24 (3): 391-409. [ Links ]

VAN TUBERGEN, F.; MAAS, I. & FLAP, H. (2004), “The economic incorporation of immigrants in 18 Western societies: origin, destination, and community effects”. American Sociological Review, 69 (5): 704-727. Disponível em http://www.jstor.org/stable/3593035. [ Links ]

VILELA, E. M. (2002), Sírios e libaneses e o fenômeno étnico: os jogos de identidades. Tese de mestrado, Belo Horizonte, Departamento de Sociologia e Antropologia da UFMG. [ Links ]

VILELA, E. M. (2008), Imigração internacional e estratificação no mercado de trabalho brasileiro. Tese de doutorado, Belo Horizonte, Departamento de Sociologia e Antropologia da UFMG. [ Links ]

VILELA, E. M. (2011a), “Desigualdade e discriminação de imigrantes internacionais no mercado de trabalho brasileiro”. Dados – Revista de Ciências Sociais, 54 (1): 89-129. [ Links ]

VILELA, E. M. (2011b), “Sírios e libaneses: redes sociais, coesão e posição de status”. RBCS – Revista Brasileria de Ciências Sociais, 26 (76): 157-225. [ Links ]

ZAVODNY, M. (2003), “Determinants of immigrant selectivity and skills”, in Solomon W. Polachek (ed.), Worker well-being and public policy, Bingley, Emerald Group Publishing. [ Links ]

1 No texto, iremos utilizar a nacionalidade como uma proxy de etnicidade, como medida de grupos étnicos.

2 Borjas (2006) mostra que, a partir dos anos de 1980, a situação dos mexicanos tem piorado, dado os novos fluxos de imigrantes, superando as desvantagens antes encaradas pelos negros nativos.

3 Vale esclarecer que, nesse estudo, optamos por analisar apenas homens, já que reconhecemos que a situação da mulher, e principalmente das mulheres migrantes, é bem diferente da do homem no mercado de trabalho, merecendo, portanto, um estudo específico relativo a elas que pretendemos desenvolver futuramente.

4 Borjas (1994) chama atenção para o fato de que, ao se adicionar a variável habilidade linguística no modelo, há uma redução no estimador de anos de residência no país de destino, dada a correlação entre tais variáveis. Por isso, em um modelo de regressão em que proficiência na língua de destino não é mensurada, o estimador da variável tempo de residência acaba sendo sobrestimado. Além disto, o autor sugere que o efeito de habilidade linguística pode ser endógeno aos salários e que, nesse caso, variáveis instrumentais deveriam ser usadas. Mesmo que o efeito seja exógeno, habilidade linguística pode estar correlacionada com enclave étnico. Isto é, habilidade linguística do local de destino não tem o mesmo peso para imigrantes inseridos em enclaves étnicos e para aqueles fora do enclave.

5 Capital étnico refere-se ao conjunto de normas de reciprocidade, confiança e informação presentes nas redes sociais desenvolvidas pelos migrantes que resultam em benefícios diretos ou indiretos determinantes da ação social (Portes, 2000).

6 De acordo com Tienda e Lii (1987), foi Georg Simmel (1950) quem providenciou o insight com relação à significância do tamanho e número de grupos em determinar forma e processo social, tais como padrões de relação intergrupo, processo de alcance de status e mobilidade social e conflitos raciais.

7 Segundo Van Tubergen, Maas e Flap (2004), a ideia de distância social foi sugerida originalmente por Emory S. Bogardus em sua obra Social distance (Bogardus, 1959).

8 Desenvolvido pelo estatístico italiano Corrado Gini em 1912, o índice mede o grau de desigualdade na distribuição de renda entre ricos e pobres.

9 Lembramos que, na literatura, fatores tais como políticas migratórias e programas sociais, referentes ao local de destino, são considerados como impactantes no desempenho do grupo de imigrantes no mercado de trabalho, mas referem-se, principalmente, às diferenças entre países. Já que o interesse deste artigo é de múltiplas origens em um país específico, as variações em políticas migratórias e programas sociais não são abordadas, uma vez que essas são similares em todo o território nacional. Entretanto, como o Brasil é um país de grandes dimensões territoriais e de intensas desigualdades regionais, os fatores relacionados ao contexto do mercado de trabalho, da desigualdade social e do desenvolvimento econômico podem variar por área de inserção dos imigrantes e por isso não devem ser desconsideradas na análise.

10 O estudo compara os imigrantes internacionais com brasileiros migrantes interestaduais ou não. A ideia de tal segregação de brasileiros partiu da teoria da seletividade positiva dos imigrantes. Para mais detalhes, ver Vilela, 2011b.

11 Vale destacar que há diversos estudos sobre os principais grupos de imigrantes recentes no Brasil, prin- cipalmente o caso dos imigrantes do Cone Sul, em especial os bolivianos e os haitianos. Mas esses estudos não possuem enfoque comparativo com os nativos em geral e, muito menos, com os nativos migrantes.

12 A idade mínima de 25 anos foi definida porque, em geral, pessoas nessa faixa etária têm grande probabilidade de já terem concluído seus estudos e, portanto, estarem inseridas no mercado de trabalho; a idade máxima de 65 anos deve-se ao fato de ser esta a idade de aposentadoria dos homens no Brasil no ano de 2010. Esse recorte não descarta aqueles que estudam e trabalham ao mesmo tempo.

13 O caso dos bolivianos é o mais expressivo (Silva, 2006).

14 A definição de imigrante usada neste estudo (tanto para nacional interestadual quanto para internacional) é aquela de Sayad (1998, p. 54-55), isto é, “um imigrante é essencialmente uma força de trabalho, e uma força de trabalho provisória, temporária, em trânsito”. Nesse caso, a despeito do tempo de residência do indivíduo no território de destino, um imigrante será sempre um imigrante.

15 A escolha dos imigrantes interestaduais, no lugar dos intermunicipais, partiu da ideia de que pode haver uma maior semelhança entre imigrantes internacionais e imigrantes internos interestaduais quanto às características pessoais ou grupais dos imigrantes, uma vez que a migração para outro estado da federação apresenta maiores dificuldades, custos e riscos (assim como a imigração internacional) do que uma migração para outro município, em um mesmo estado.

16 Ressaltamos o fato de que tal abordagem está focada na análise de imigrantes trabalhadores e não em imigrantes refugiados, ou que buscam reunificação familiar. Tal pressuposto fundamenta-se na informação da Organização Internacional do Trabalho (OIT, 2011) de que são cerca de 90% os imigrantes que estão em atividade no mercado de trabalho nos destinos. Chiswick (1999) afirma que a seletividade favorável para imigrantes é menos intensa entre os imigrantes que se guiam por motivos diferentes do sucesso econômico, tais como: acompanhamento de familiares; fuga de perseguições políticas ou religiosas; caráter ideológico, entre outros.

17 O termo “latinos” se refere nesse estudo ao grupo de nacionalidades sul-americanas analisadas nessa pesquisa e, daqui por diante, “latinos” será utilizado nesse sentido.

18 Para gerar as probabilidades condicionais (propensity score) dos brasileiros, são estimados quatro modelos de regressão logística, separadamente para cada grupo de latinos comparado aos brasileiros, tendo a origem como variável dependente e as demais características socioeconômicas e demográficas como variáveis independentes.

19 Foi realizado o pareamento dos brasileiros com reposição.

20 Para conhecimento da distribuição dos migrantes por estados, ver Apêndice 1.

21 As variáveis de nível estrutural referem-se à caracterização dos estados de destino e origem dos imigrantes. Para construí-las, foram calculadas as médias/proporções relativas a cada estado de destino, por grupo de migrante analisado. Por exemplo, a variável Perc_desemprego contém o percentual de desemprego de cada grupo analisado (brasileiro branco e negro, boliviano, paraguaio, peruano, uruguaio) por estado do Brasil.

22 No Apêndice apresentamos apenas o modelo hierárquico para rendimento. Para acesso aos outros modelos, entre em contato com as autoras.

23 A idade é usada aqui como proxy de experiência no mercado de trabalho.

24 Para mais informações sobre o modelo, ver Goldstein ([1995] 2003); Raudenbush e Bryk (2002).

25 Os estados da Paraíba, do Tocantins e Amapá foram retirados na análise de regressão por não possuírem dados para o cálculo do contrafactual dos imigrantes internacionais entre os brasileiros nesses estados.

26 O autor indica a utilização de um modelo de regressão com duas equações simultâneas, uma linear e uma logit, para correção de casos possíveis de viés seleção nas amostras. No caso desse estudo, o viés pode ocorrer se selecionarmos apenas os casos de indivíduos que trabalham, excluindo os desocupados, já que, segundo o autor, os indivíduos que estão fora do mercado de trabalho têm motivos não observados que, indiretamente, podem influenciar os salários daqueles que estão empregados.

27 Isso porque o modelo hierárquico não aceita a inclusão do modelo Heckman automaticamente.

28 Apenas lembrando que optamos pelo modelo restrito parcimonioso, apenas com a variável que se apresenta estatisticamente significativa.

29 Conforme Apêndice 1.

30 Destacamos aqui que a análise do componente de discriminação deve ser cautelosa. Isso porque a precisão na determinação da origem como fator discriminatório depende diretamente da especificação utilizada nas equações dos rendimentos. Ou seja, o componente discriminatório é aquele que não é explicado por nenhuma das variáveis utilizadas no modelo. Dessa forma, quanto maior o número de variáveis importantes inseridas para explicar os salários, menor o componente discriminatório.

Recebido: 24 de Julho de 2013; Aceito: 24 de Setembro de 2014

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