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Print version ISSN 0011-5258

Dados vol.58 no.1 Rio de Janeiro Jan./Mar. 2015

http://dx.doi.org/10.1590/00115258201539 

Artigos

Classe Social e Deslocamentos de Renda no Brasil*Classe Social e Deslocamentos de Renda no Brasil

Social Class and Income Shifts in Brazil

Classes Sociales et Évolutions des Revenus au Brésil

Clase Social y Desplazamientos de Renta en Brasil

José Alcides Figueiredo Santos1 

1Universidade Federal de Juiz de Fora (UFJF), Juiz de Fora, MG, Brasil. E-mail: josealcidesf@yahoo.com.br.


RESUMO

O presente artigo identifica e examina os principais deslocamentos de renda entre as posições de classe que se deram no Brasil entre 1992 e 2011. Foram conjugadas medidas de diferenças observadas e de diferenças ajustadas por regressão quantílica. A subordinação da distribuição da renda ao ordenamento de classe da sociedade brasileira manteve-se claramente definida. No período pós-2002 diminui a diferença de renda entre o topo privilegiado e a base destituída tanto em termos absolutos quanto relativos. As perdas de renda mais pronunciadas estiveram vinculadas às credenciais das posições de especialistas. As vantagens de classe das dimensões de propriedade e autoridade da estrutura social mostraram-se mais persistentes. Outrossim, a composição e as vantagens dos grupos privilegiados tornaram-se mais dependentes do controle e do emprego de insumos educacionais que perderam valor.

Palavras-Chave: classe social; desigualdade de renda; sociedade brasileira; regressão quantílica

ABSTRACT

This article identifies and examines the main income shifts among class position in Brazil between 1992 and 2011. Observed difference measures were combined with differences adjusted by quantile regression. The subordination of income distribution to class ordering Brazilian society remained clearly visible. After 2002, the income difference between the privileged top and the destitute base decreased, both in absolute and relative terms. The more acute losses in income were linked to the credentials of specialist positions. The class advantages in the dimensions of property and authority of the social structure became more persistent. Otherwise, the composition and the advantages of the privileged groups have become more dependent on the control and employment of educational inputs that have lost value.

Key words: social class; income inequality; Brazilian society; quantile regression

ABSTRACT

Le présent article identifie et analyse les principales évolutions des revenus au sein des différentes positions de classe au Brésil, entre 1992 et 2011. Nous avons combiné les mesures des différences observées avec celles des différences corrigées par régression quantile. La subordination de la distribution des revenus à la structure de classe de la société brésilienne est toujours clairement établie. Après 2002, les différences de revenu entre le somment privilégié et la base démunie ont diminué en termes aussi bien absolus que relatifs. Les pertes de revenu les plus prononcées ont touché les professions spécialisées. Les avantages de classe liés à la propriété et à l'autorité au sein de la structure sociale sont quant à eux demeurés persistants. En outre, la composition et les avantages des groupes privilégiés sont aujourd'hui plus dépendants du contrôle et de l'emploi d'acquis éducationnels ayant perdu de leur prestige.

Key words: classe sociale; inégalités de revenu; société brésilienne; régression quantile

RESUMEN

El presente artículo identifica y examina los principales desplazamientos de renta entre las posiciones de clase en Brasil entre 1992 y 2011. Hemos combinado medidas de diferencias observadas y diferencias ajustadas por regresión cuantílica. La subordinación de la distribución de renta al ordenamiento de clase de la sociedad brasileña se mantuvo claramente definida. En el periodo post-2002 disminuye la diferencia de renta entre el topo privilegiado y la base destituida tanto en términos absolutos como relativos. Las pérdidas de renta más pronunciadas estuvieron vinculadas a las credenciales de las posiciones de especialistas. Las ventajas de clase de las dimensiones de propiedad y autoridad de la estructura social aparecen como más persistentes. Igualmente, la composición y las ventajas de los grupos privilegiados se muestran más dependientes del control y del empleo de insumos educativos que perdieron valor.

Palabras-clave: clase social; desigualdad de renta; sociedad brasileña; regresión cuantílica

Apronunciada desigualdade material existente na sociedade brasileira se espelha na distribuição de renda pessoal captada em pesquisas domiciliares e mensurada por diferentes índices sintéticos. Em anos recentes estes indicadores, que serviram para mostrar esta faceta perversa, têm apontado melhoras na distribuição da renda disponível para o consumo. Este trabalho pretende apresentar uma abordagem diferenciada desta questão ao introduzir categorias sociológicas na análise, indo além do foco na repartição da renda entre indivíduos ou domicílios, que são tomados como se fossem unidades isoladas e sem conexões sociais pelo paradigma da renda. A abordagem desenvolvida neste artigo valoriza a conceituação e mensuração prévia dos determinantes de resultados fora do controle dos indivíduos, em vez do foco direto nos resultados em si, como critério fundamental ao tratamento analítico das manifestações da desigualdade distributiva.

Esta lógica de análise tem servido de denominador comum de sociólogos e economistas engajados na crítica às insuficiências do "paradigma da renda", que em grande medida circunscreve a caracterização da desigualdade ao "espaço" dos resultados expressos numa métrica monetária (Grusky e Kanbur, 2006; Bourguignon, 2006). Ao investigar os problemas suscitados pela identificação da "classe média", o veterano economista inglês Anthony Atkinson, num movimento convergente, defendeu a importância de "reintegrar as análises das rendas pessoais, da posição na divisão do trabalho e da estrutura de propriedade" (Atkinson e Brandolini, 2011). A sociologia conta com um arsenal de teorias e conceitos que podem ser mobilizados para introduzir as relações sociais entre grupos no espaço de definição e mensuração da desigualdade (Tilly, 1998). O enfoque sociológico, por sua vez, deve estar ciente dos limites de se destacar relações sociais específicas em prejuízo da dimensão multidimensional da desigualdade. Uma abordagem plena da desigualdade envolve naturalmente o tratamento amplo dos sistemas multicausais que geram as consequências que a caracterizam.

A tradição de análise de classes será mobilizada para abordar a dimensão socioeconômica, estruturada, durável e relacional da desigualdade. Embora o espaço da desigualdade possa em teoria ser bastante complicado, a análise de classe supõe que na prática são institucionalizadas combinações em número mais reduzido de determinados recursos (i.e., ativos) e resultados (i.e., renda) (Grusky e Kanbur, 2006). Na tradição sociológica as noções relacionais de classe social conectam-se a narrativas acerca das características salientes dos sistemas de desigualdade econômica e dos mecanismos geradores de renda que impac-tam nos resultados distributivos. Os privilégios materiais de grupos privados originam-se da apropriação dos frutos da atividade coordenada de trabalho ou da restrição do acesso dos outros a recursos produtores de valor (Tilly, 1998). As desigualdades de bem-estar material e poder social entre grupos são derivadas do que os seus membros têm e do que fazem com o que têm. As desigualdades de poderes e direitos sobre os recursos produtores de valor contribuem para que uma parte da sociedade adquira benefícios oriundos do que os trabalhadores fazem (exploração) ou do que os excluídos não podem obter (opressão econômica) (Wright, 2005). A investigação dos condicionamentos dos fluxos de renda, entre grupos que diferem em termos de posição social subjacente, definidos a partir de uma teoria sociológica clara e consistente, pode cobrir aspectos de variação não capturados pelo paradigma da renda e favorecer o entendimento dos padrões e das mudanças observadas. O recorte de classe social privilegiado neste artigo não supõe naturalmente a desqualificação dos poderes causais derivados de outros tipos relevantes de divisões sociais.

CARACTERIZAÇÃO DO PROBLEMA

A distribuição da renda pessoal no Brasil, historicamente muito desigual, foi se tornando menos desigual em anos recentes. Enquanto a desigualdade de rendimento das pessoas economicamente ativas diminuiu a partir de 1995, a desigualdade de rendimento domiciliar per capita diminuiu apenas a partir de 2001. Apesar do caráter "acentuado" do decréscimo recente, segundo diagnóstico do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (Ipea), em cerca de 90% dos países para os quais se dispõe de informações as distribuições seriam menos concentradas do que no Brasil. Mantido o ritmo atual de diminuição da desigualdade, seriam ainda necessárias quase duas décadas para alcançar um nível similar à média dos países com o mesmo grau de desenvolvimento do Brasil(Barros et al, 2007, 2010; Hoffmann, 2007; Ipea, 2007).

A melhora na distribuição da renda derivada da atividade de trabalho aparece como o principal fator contribuinte para a queda da desigualdade. Destaca-se em segundo lugar o papel da renda não derivada do trabalho associada às transferências do Estado para a redução da desigualdade (Ipea, 2007:72-73; Barros et al, 2010:47). Economistas do Ipea atribuem ao conjunto das transferências públicas, que envolvem a seguridade social, os mandamentos constitucionais e os programas de governo, uma contribuição de um terço para a redução da desigualdade entre 2001 e 2004. Os três componentes tiveram contribuições similares, em torno de 10% cada (Ipea, 2007:54).

Uma avaliação de um período mais longo, baseada na decomposição do índice de Gini, mostra uma contribuição de 21% do Programa Bolsa Família e de 7% do Benefício de Prestação Continuada (BPC) para a redução da desigualdade entre 1995 e 2004 (Soares et al., 2006:34-36). Reduções nos diferenciais de rendimentos do trabalho entre municípios pequenos, médios e regiões metropolitanas têm influído na queda da desigualdade no país (Barros et al., 2010:49). A convergência de renda e a redução da desigualdade entre as regiões metropolitanas e o restante do país, protagonizada por mudanças na renda do trabalho, foi responsável por metade da queda da desigualdade na distribuição nacional da renda domiciliar per capita de 1981 a 2009, segundo a decomposição do L de Teil, que é particularmente sensível às mudanças na extremidade mais pobre da distribuição (Souza e Osório, 2011). No elenco de fatores contribuintes para as variações da desigualdade de renda estariam particularmente educação, raça, programas sociais, região e demografia espacial (Neri, 2011). A queda da desigualdade de renda no período recente tem uma relevância substantiva especial tendo em vista a sua trajetória perversa nas últimas décadas e o patamar elevado em que esta ainda se encontra. Entretanto, a natureza dos fatores determinantes subjacentes das mudanças da distribuição de renda, como algo distinto das influências mais imediatas, assim como a escala e a durabilidade dos processos que alimentariam a sua continuidade, ainda não foi devidamente conhecida e explicada (Ipea, 2007:78).

Este artigo pretende identificar os principais deslocamentos de renda e alterações nas recompensas relativas das categorias de classe no período recente de redução da desigualdade de renda pessoal. A análise almeja verificar particularmente o papel dos diferentes empregos, ativos produtivos e fatores de estratificação de classe nas alterações distributivas. Consideram-se igualmente as implicações potenciais das mudanças operadas para as demarcações e composições de classe existentes na sociedade brasileira.

Estudos da Desigualdade de Renda: Percursos e Lacunas

A sociologia despertou com certa lentidão para o estudo da desigualdade de renda contemporânea mesmo em países que têm uma forte tradição de pesquisa em estratificação social. Nos Estados Unidos esta letargia teve relação com um processo anterior de mudança de foco do estudo da estrutura (ou grau) da desigualdade para o processo de seleção dos indivíduos para posições dentro desta estrutura. Além disso, parte importante do esforço de pesquisa se dirigiu para o entendimento das discrepâncias entre subgrupos da população, especialmente raça e gênero, com o foco igualmente nas variações da aquisição individual do status ocupacional e dos rendimentos. Entretanto, estudos comparativos na área foram observando que o grau geral de desigualdade de renda nos países influencia a desigualdade de recompensas entre categorias de status social (Myles e Myles, 2007; Kenworthy, 2007:584-587).

A longa tradição de pesquisa da distância média de recompensas entre grupos de status tem enfrentado nos últimos anos certa estagnação teórica e empírica. Novas formas de desigualdade estão aumentando a desigualdade dentro dos grupos, tornando o "alvo" desta pesquisa cada vez mais móvel. Além disso, a distância de grupo não significa a mesma coisa, nem tem o mesmo tamanho, em diferentes pontos da dis-tribuição de rendimentos. No novo contexto torna-se ainda mais importante identificar a desigualdade em diferentes localizações e no conjunto da distribuição dos rendimentos. Aumentam as vozes defendendo uma agenda sociológica organizada em torno de um amplo leque de fatores que afetam quem fica com o que e porque, ou seja, as questões centrais da desigualdade social (Leicht, 2008).

O aumento inquestionável das disparidades econômicas nos países desenvolvidos nas últimas décadas deflagrou então pesquisas diversificadas sobre as causas e consequências destas novas dinâmicas da desigualdade (Neckerman e Torche, 2007). Nestes países, o aumento da desigualdade a partir de meados dos anos 1990 tem se caracterizado por um rápido crescimento da renda e da desigualdade entre os rendimentos mais altos. Interpretações desta nova tendência têm sido formuladas, porém a maior parte deste aumento da desigualdade no topo permanece ainda por ser explicada (Lemieux, 2008). A pesquisa sociológica tem se estendido para domínios conexos, que afetam a distribuição da renda, como formação de família e compartilhamento de renda, organização corporativa, sistemas de pagamento por desempenho, política econômica e social (MacCall e Percheski, 2010). Na elaboração desta agenda de pesquisas, surgem igualmente questionamentos acerca da capacidade dos modelos de classe para explicar estes novos padrões de desigualdade, sob a justificativa de que a maioria das discrepâncias tem ocorrido dentro dos grupos de classe e ocupacionais (Kenworthy, 2007; Leicht, 2008). Uma investigação de fôlego nos Estados Unidos, cobrindo o período de 1973 a 2005, procurou examinar se esta crescente desigualdade de rendimentos tem enfraquecido ou fortalecido as divisões de classe. O estudo concluiu que tem aumentado a parceladadesigualdadetotal queocorreentre as classeseentreasocu-pações que compõem as grandes classes, enquanto o resíduo da "desigualdade individualizada" está declinando em termos de tamanho relativo. Esta ascensão da desigualdade gerou uma distribuição de rendimentos ainda mais "concentrada" (lumpier), com distinções ocu-pacionaisede classe relativamentemaisfortes(Weeden et al., 2007).

Estudos prévios no Brasil (economia)

Tendo em vista os objetivos da presente investigação, realiza-se uma revisão seletiva de estudos, a partir dos anos 1980, que exploram determinantes posicionais da distribuição da renda pessoal no Brasil. Na análise da desigualdade de rendimentos no país entre 1976 e 1985, Ramos procurou comparar o modelo de capital humano (variáveis educação e idade, como indicadores de qualificação e experiência) e o modelo estruturalista (setor, como indicador de desequilíbrios de mercado, e posição na ocupação, como proxy para posse de capital). Aplicou aos dados a técnica de decomposição, de modo especial a decomposição dinâmica (entre dois instantes do tempo), que permite tanto identificar a importância (bruta e marginal) das variáveis, quanto compreender melhor a natureza da sua contribuição. A educação responde por 6,2% da variação da desigualdade no subperíodo de 1977-1981 e 20,5% no de 1981-1985. Já a posição na ocupação fornece uma contribuição bruta de 24,2% e 21,5% nos respectivos subperíodos. Em ambos os casos, as mudanças nas rendas relativas dos diversos grupos - o efeito renda - representaram o fator determinante crucial;já o papel da realocação da força de trabalho entre os distintos grupos - o efeito composição - foi bastante reduzido. O estudo destacou os papéis da distribuição assimétrica da escolaridade e da posse de ativos na reprodução da desigualdade (Ramos, 1993). Essa linha de análise de decomposição da desigualdade aplicada a um período mais amplo (1977-1989) trouxe evidências importantes. A educação contribui em cerca de um terço para a explicação da desigualdade estática (ano a ano). Já o poder explicativo bruto da educação sobre as variações da desigualdade no subperíodo de 1985-1989 é de apenas 9,3%. Emana da análise desse desempenho a conclusão de que "as variações na concentração de salários estão pouco relacionadas, seja com mudanças na distribuição de educação, ou com alterações nos respectivos diferenciais de salário" (Ramos e Trindade, 1991:439).

Bonelli e Ramos (1993) analisaram os determinantes da desigualdade entre a população masculina da área urbana do país de 1977 a 1989. O índice T de Theil serviu para promover a decomposição estática e dinâmica da desigualdade. A variável educação se revela a mais importante no plano da desigualdade estática (em um ponto do tempo), com uma contribuição bruta de 29% a 36%, conforme o ano, para a explicação da desigualdade total, enquanto a posição na ocupação responde por um mínimo de 9% e um máximo de 13% da desigualdade. A consideração dinâmica das mudanças da desigualdade entre 1977 e 1989 faz com que os papéis se invertam: a contribuição bruta da posição na ocupação se eleva para 25,5% e a da educação cai para 15%, além de flutuar bastante conforme os subperíodos considerados. O conjunto dos dados demonstraria a inexistência da "evidência de que a educação tenha afetado a dinâmica da distribuição de renda de uma forma consistente ou sistemática" (ibidem:92). Estudo da desigualdade dos anos 1990 registra uma contribuição bruta (isolada) da educação de 70% entre 1992 e 1997, sem considerar na partição a contribuição de outras variáveis, mas não faz o mesmo procedimento para a posição na ocupação, e não oferece nenhuma explicação para a discrepância em relação às evidências anteriores (Ramos e Vieira, 2000:166).

Por fim, uma análise realizada no período mais recente de redução da desigualdade desconsidera o método de decomposição dinâmica das mudanças da desigualdade, apresentando resultados apenas da decomposição estática em anos selecionados, o que compromete um entendimento mais adequado dos processos subjacentes. As contribuições marginais da educação e da posição da ocupação, ou seja, as contribuições adicionais à partição que já contêm as demais variáveis, pouco mudam de 1995 a 2005, ficando respectivamente em 24,1% e 9,3% ao final do período (Ramos, 2007:278). Estudo da contribuição das várias fontes de renda para a desigualdade demonstrou que a renda dos empregadores é a mais regressiva, pois o seu impacto no índice de Gini (15,5%) supera bastante a sua participação na renda total (10,0%) em 2007. A contribuição da renda dos empregados, exclusive servidores públicos, mostra um quadro oposto (33,1% no Gini versus 40,5% da renda) (Hoffmann, 2009:221). Merece destaque a constatação empírica, particularmente em estudos do período de aumento da desigualdade de renda, de que a "posição na ocupação" jogou um peso importante na explicação das mudanças no conjunto da distribuição de renda. O uso deste indicador relativamente elementar revelou o potencial que as demarcações estruturais podem trazer para uma representação mais adequada dos fatores constituintes da desigualdade de renda no país.

Estudos prévios no Brasil (sociologia)

A literatura sociológica no Brasil assistiu à trajetória de ascensão, persistência em patamar elevado e diminuição recente da desigualdade de renda como se este fenômeno estivesse fora da sua área de competência e interesse disciplinar. Não trouxe para a sua agenda a questão da distribuição desigual da renda e, ligado a ela, o tratamento dos determinantes de classe e dos mecanismos geradores das desigualdades de recompensas constatadas. Este quadro se alterou um pouco nos últimos dez anos. A investigação da desigualdade de renda centrada na noção de classe social ou ocupacional, em levantamentos de dados, pressupõe a criação de uma tipologiaque sirva para classificar os casos a serem comparados. Três estudos sociológicos de publicação mais recente compartilham o interesse analítico pela questão da desigualdade de renda e a opção pelo uso de uma tipologia de classe ou sócio-ocupacional como instrumento de análise dos levantamentos de dados produzidos pelas estatísticas nacionais.

Parte importante da investigação empírica do livro Estrutura de Posições de Classe no Brasil, além do desenho e mapeamento de classes, volta-se para demonstrar o efeito intrínseco das posições de classe na renda, ou seja, ofato de que a renda que a pessoa obtém depende da posição ocupada na estrutura social. Investiga-se a importância relativa dos efeitos sobre a renda entre a posição de classe e o capital humano. A posição de classe revela um poder explicativo de quase 39% da renda das pessoas de referência da família. Além disso, a introdução da posição de classe promove sempre acréscimos significativos de poder explicativo nos modelos de determinação de renda. A renda pessoal se mantém polarizada entre os extremos da estrutura de classe, ao serem controladas outras variáveis relevantes, e cresce de forma ordenada nas principais dimensões de diferenciação de classe: ativos de capital, autoridade e ativos de qualificação. Avaliam-se igualmente os efeitos intergeracionais da origem de classe na renda dos indivíduos. A educação e a posição de classe adquirida, ao promoverem de forma extremamente forte a redução do efeito de origem na renda, revelam-se como importantes fatores mediadores intergeracionais da realização de renda. Entretanto, persiste um ponderável efeito direto da origem na renda, ou seja, um efeito não mediado pelo sistema educacional e pela aquisição da posição de classe atual. Por fim, o trabalho envereda pela problemática das relações causais mediadoras ao procurar demonstrar que a posição de classe gera diferenças no porte relativo ou sentido da associação entre as variáveis educação e renda. O conjunto dos resultados ratifica a hipótese geral de que as propriedades das posições e dos segmentos de classe condicionam o modo e a dimensão em que a educação se associa com ganhos adicionais de renda (Figueiredo Santos, 2002).

Ao focalizar a evolução das desigualdades entre grupos sociologicamente relevantes, com o uso de uma tipologia de estratos ocupacionais, Valle Silva forneceu um quadro do jogo diferenciado de perdas e ganhos que resultou em mudanças relevantes na estrutura das desigualdades entre estratos ocupacionais no período de 1992 a 1999. Os ganhos obtidos pelas ocupações situadas na base da hierarquia, ao suplantarem aqueles conquistados no topo da pirâmide, geraram uma redução significativa na desigualdade de rendimentos entre os estratos ocupacionais. Entretanto, a tendência à redução da diferença entre grupos, além de não ter revertido um quadro ainda preponderante de imensas desigualdades, teria se combinado no período com um aumento das diferenças intragrupos (Valle Silva, 2003a).

Por fim, estudo comparativo do papel de classe social e educação na desigualdade de renda no Brasil mostrou que as categorias da tipologia de classes usada neste artigo têm um poder explicativo bem maior (40% em 2011) sobre os níveis de desigualdade (decomposição do índice L de Theil) do que as divisões entre os grupos educacionais (30%). Além disso, como os dois fatores juntos respondem por 46% da desigualdade total, isto significa que as categorias de classe acrescentam bem mais explicação aos efeitos dos grupos educacionais do que o inverso, demonstrando que a tipologia capta outras dimensões da estrutura social, como capital e autoridade, que são bastante importantes para entender a distribuição da renda no país. A variação (diminuição) da desigualdade de renda entre 2002 e 2011 foi mais afetada por educação do que por classe social. Em termos de pesos relativos, o percentual das desigualdades explicado pela educação cai abruptamente, porém o das variáveis de classe permanece constante (Souza e Carvalhaes, 2014).

METODOLOGIA: CONCEITOS, INDICADORES E MÉTODOS

Variável independente focal

Na classificação socioeconômica utilizada neste estudo a noção de classe é definida e mensurada basicamente em termos de relações de propriedade. As classes sociais são constituídas por desigualdades de direitos e poderes sobre recursos produtores de valor que geram vantagens e desvantagens entre os grupos (Wright, 1997 e 2005). As desigualdades de resultados que emergem entre as classes definidas em termos de relações de propriedade podem ser deduzidas da assimetria prévia na distribuição dos ativos (Roemer, 1988). As classes são representadas como divisões ou "descontinuidades" na sociedade que afetam o poder social e as chances de vida dos seus ocupantes. Estas categorias são concebidas como um conjunto de posições estruturais que existem num ordenamento relacional. Na delimitação das posições dentro da estrutura social o esquema de classe valoriza as dimensões de propriedade, autoridade e perícia profissional, escolha que reflete e suporta uma convergência teórica presente nos estudos de classe. As relações de propriedade capitalista ficam claramente demarcadas quando se trata de definir as posições de classe mais privilegiadas. O esquema contempla o tratamento da heterogeneidade associada ao estiramento da base da estrutura social brasileira.

Encontra-se nessa classificação uma sensibilidade sociológica ao entendimento da particularidade da configuração social do país. A abordagem de classe social baseada no controle de ativos fornece um conceito unificado que permite pensar a diversidade de circunstâncias e relações que afetam o poder social e as chances de vida das pessoas. O princípio teórico de exclusão do controle de ativos ou recursos econômicos unifica a noção de posições destituídas de classe e, ao mesmo tempo, serve para especificar os processos que geram destituição. Os mecanismos de exclusão e depreciação de ativos, nas suas várias manifestações, como ativos de capital, terra, qualificação, emprego e força de trabalho, servem à demarcação, por exemplo, das categorias de autônomos precários e trabalhadores elementares. Não são usados na construção desta tipologia critérios distintos do conceito de classe social, como ramos de atividade econômica e escolaridade individual. O autônomo agrícola se caracteriza por controlar um tipo específico de ativo produtivo (terra). O agrícola precário foi diferenciado por ter terra insuficiente, ser posseiro ou vender a produção apenas em mercados locais (consumidor direto). Todos os empregadores envolvem indistintamente atividades agrícolas e não agrícolas (Figueiredo Santos, 2005, 2010).

A classificação ocupacional do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) até o final dos anos 1990 incorporava "em certa medida, outros critérios não estritamente ocupacionais, sendo possível, por vezes, distinções por ramo de atividade ou posição na ocupação" (Valle Silva, 2003b:50). Entretanto, a partir do Censo de 2000 e da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) de 2002, com a adoção da CBO-Domiciliar, que segue mais de perto a classificação internacional ISCO-88, o sistema se tornou mais puramente ocupacional, demandando com mais ênfase informações adicionais para uma melhor aproximação da noção de classe social. A capacidade deste esquema de classe de explicar desigualdades de recompensas é enriquecida pela conjugação de informações sobre o status dos empregos, os empreendimentos e os ativos controlados.

Além disso, a estratégia teórica e empírica de construção da tipologia restringe o impacto da informação puramente ocupacional, que sofreu uma alteração profunda a partir da PNAD de 2002. Todos os empregadores e os autônomos, de vários tipos, assim como os empregados domésticos, que correspondem juntos a 32% da estrutura social em 2011, são diferenciados usando dados sobre o status do emprego e os recursos dos empreendimentos, a depender do caso, que não foram alterados nas PNADs a partir 1992, ou seja, dentro do período de queda da desigualdade. Os problemas maiores de compatibilidade devido ao uso de informação ocupacional estão circunscritos às categorias que controlam qualificação escassa (especialista, autônomo especialista e empregado qualificado) e exercem autoridade (gerente e supervisor), que perfazem 18,2% da distribuição de classe1. Ao serem comparadas as distribuições entre 2001 e 2002, as alterações na classificação dos grupos ocupacionais promovidas pela PNAD de 2002 em diante afetam nesta tipologia particularmente o tamanho relativo das categorias próximas de empregado qualificado e trabalhador típico. A categoria de empregado qualificado passou de 4,4% em 2001 (antes da mudança) para 7,3% em 2002, enquanto o trabalhador típico se reduziu de 38,2% para 34,2% no mesmo período. Os pesos das demais categorias foram pouco afetados pelas alterações, o que garante uma boa comparabilidade da tipologia de classes mesmo neste universo cuja operacionalização depende dos grupos ocupacionais.

Modelos estatísticos, variáveis de controle, período e unidade de análise

A regressão quantílica foi utilizada para calcular as medianas ajustadas de todas as categorias. A regressão mediana reflete melhor a mudança de localização central para a distribuição da renda que é altamente assimétrica ou desequilibrada à direita, ou seja, na direção dos valores mais elevados. O uso da mediana justifica-se por captar melhor o que se passa com a experiência da maioria dos membros das categorias (Hao e Naiman, 2007). Esta medida sumária minimiza as distâncias absolutas em relação ao centro da distribuição, de modo que os casos se mostram mais próximos ou menos distantes deste valor. Além disso, por estar sendo feita uma comparação com o ano de 1992, de inflação muito elevada, a mediana representa uma medida bem menos sensível a problemas de mensuração associados à flutuação inflacio-nária, ou seja, a uma variação espúria e extrema de valores que distorceriam o "centro real" da distribuição. Como estão sendo estimadas rendas típicas dos grupos, menos heterogêneos do que a população, esta propriedade da mediana protege ainda mais as estimativas de possíveis distorções.

Os valores ajustados foram usados para calcular as distâncias proporcionais (desigualdade relativa) sem a necessidade de recorrer à transformação logarítmica da variável dependente. As estimativas realizadas baseiam-se na distribuição efetivamente existente da renda. Os valores ajustados em reais foram obtidos com o procedimento "predxcat", criado por J. M. Garrett, que é incorporado ao ambiente do programa Stata. Foram calculados os intervalos de confiança (IC) ao nível de 99% e aplicados testes de diferenças entre as medianas ajustadas (vide Tabela A anexa). Os pesos amostrais foram usados em todos os processamentos. O Stata ajusta os pesos usados (pweights) ao tamanho efetivo da amostra, de maneira a não interferir nos parâmetros estimados e nos erros-padrões. Foram consideradas nos modelos estatísticos, com o intuito de ajustar as estimativas e de estabelecer comparações, as contribuições de covariáveis independentes que estão associadas às circunstâncias de classe e à determinação da renda. Os modelos com controles incorporam as variáveis raça, gênero, setor econômico, região geográfica, dimensão da área urbana, tempo de trabalho, horas trabalhadas e, em parte das estimativas, educação. Sexo foi incluído como variável binária. Raça diferencia o grupo branco e o não branco. Foram seis os setores econômicos considerados (indústria de transformação, indústria extrativa, serviços produtivos, serviços de distribuição, serviços sociais e serviços pessoais). As regiões envolvem Sudeste, Sul, Nordeste, Centro-Oeste e Norte. A dimensão da área urbana demarca região metropolitana, municípios autorrepresentativos (proxy para médio porte) e demais municípios. O tempo de trabalho foi estimado pela idade atual diminuída da idade quando a pessoa começou a trabalhar. As horas de trabalho na semana são relativas ao trabalho principal, por motivo de ajuste com a renda. A variável educação distingue as demarcações principais na aquisição da escolaridade no país: de 0 a 7 anos (inferior ao fundamental), 8 a 10 anos (fundamental completo), 11 anos (segundo grau completo), 12 a 14 anos (superior incompleto) e 15 anos ou mais (superior completo).

A escolha da unidade de análise depende da medida de situação econômica que está sendo utilizada. A definição do indivíduo como unidade de análise parece ser mais apropriada para examinar a relação entre estrutura de classe e desigualdade de rendimentos (Wolff e Zacharias, 2013:1388). Tendo em vista que a classificação socioeconômica para o Brasil foi construída com base em informações sobre o trabalho principal, a variável dependente será a renda do trabalho principal, por motivo de ajuste. A renda do trabalho foi expressa em valores de 2011 usando deflatores baseados no Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC), com ajustes na transição para o Plano Real (Corseuil e Foguel, 2002). Foi escolhido o ano-base de 1992 visando ampliar a comparação temporal para o contexto de desigualdade anterior à estabilização monetária. O ano intermediário de 2002 for incorporado visando focalizar o período em que a redução da desigualdade foi maior e mais consistente. Além disso, por ser o ano de alteração do sistema ocupacional da PNAD, oferece uma comparação mais limpa de ruídos de mensuração com o presente.

Estratégia de análise

O estudo combina o uso de medidas de diferenças observadas e de diferenças ajustadas por regressão quantílica. A análise das mudanças na desigualdade de renda no Brasil pode se beneficiar do uso de medidas descritivas que se "distanciam" menos dos dados originais. As diferenças observadas refletem a situação das pessoas concretas e não são afetadas pela modelização estatística do comportamento da mensuração na população. As divisões de classe envolvem o controle de recursos produtores de valor e os mecanismos de formação da renda. As categorias de classe estão sendo mensuradas como posições relativas na estrutura do emprego. A noção de emprego focaliza a atividade empreendida e sua relação com as demais atividades dentro da organização social do trabalho. O elo entre emprego e fluxo de renda é relativamente direto, contíguo e temporalmente direcionado. Faz bastante sentido supor a existência neste elo de uma influência dominante que vai do emprego para a renda. Entretanto, mesmo as diferenças de renda observadas entre as categorias de classe social não demonstram por si só relações inerentes, pois refletem o resultado agregado de um feixe de múltiplas influências na renda das pessoas. "O concreto é concreto", enfatizou Marx, "porque é a síntese de muitas determinações, isto é, a unidade do diverso" (Marx, 1974:122). A geração de "experimentos estatísticos" para o cálculo de efeitos ajustados ajuda a isolar e especificar os fatores responsáveis pelos resultados encontrados.

A análise da desigualdade entre os grupos envolve naturalmente a comparação das diferenças de renda. A comparação vai ser feita tanto em termos de diferenças absolutas quanto de diferenças relativas. As diferenças absolutas medem as distâncias por subtração ou adição entre os rendimentos, mostrando o quanto um grupo ganha a menos ou a mais em valores monetários concretos. As diferenças relativas medem uma razão ou proporção entre os rendimentos. As medidas econômicas mais famosas de desigualdade, baseadas em certas propriedades axiomáticas, captam apenas alterações na desigualdade relativa, mas é recomendável analisar os dados de ambas as formas.

Desigualdade relativa e absoluta são dois conceitos diferentes de desigualdade e não dois modos de medir a mesma coisa. A noção canônica de desigualdade relativa é baseada em metodologia axiomática, e não em teoria econômica. O significado das comparações depende criticamente da base axiomática especificada para a regra de comparação da desigualdade. Quando a renda aumenta para todos na mesma proporção, a desigualdade relativa não se altera, pois ela depende estritamente das razões da renda individual em relação à média. Entretanto, o padrão de desigualdade existente faz com que as mudanças proporcionalmente "neutras" aumentem a desigualdade absoluta. Os ricos são mais beneficiados justamente por terem sido colocados num patamar de renda maior. As preocupações cotidianas das pessoas com justiça distributiva são motivadas mais pela desigualdade absoluta. Um amplo estudo com grupos de estudantes de diferentes países mostrou que 40% dos participantes concebem a desigualdade em termos absolutos (Medeiros, 2012; Ravallion, 2004; Amiel e Cowell, 1999).

Foram escolhidos como grupos de comparação, na análise das distâncias de renda entre as categorias, o bloco de posições privilegiadas e o de posições destituídas. O bloco privilegiado é composto por capitalista, especialista autônomo, gerente e empregado especialista. O bloco destituído abarca trabalhador elementar, autônomo precário, empregado doméstico e agrícola precário. Esta comparação usada de forma combinada mostra-se bem representativa por envolver ambos os polos da estrutura social. Além disso, como a desigualdade da renda pessoal está em queda no país, supõe-se então que as posições privilegiadas estejam perdendo renda e as destituídas estejam ganhando renda. Comparações teoricamente orientadas foram feitas recorrendo-se à seleção de contrastes de classe cujos resultados mostram-se mais associados e mais exemplificativos das dimensões de propriedade, autoridade e credenciais da estrutura social.

MUDANÇAS DE RENDA OBSERVADAS

A consideração das alterações na estrutura de posições de classe e dos deslocamentos da renda entre as categorias de classe permite fazer uma primeira aproximação do problema da pesquisa. A Tabela 1 situa a evolução da estrutura de classe no período, pois as mudanças no peso relativo das categorias, que são desigualmente recompensadas, influencia o comportamento da distribuição da renda. Apresenta-se igualmente o montante apropriado da renda ponderado pelo peso demográfico da categoria. O indicador afere a proporção da renda que fica com uma dada proporção da população que integra cada categoria, o que representa uma informação diferenciada em comparação ao uso de medidas sumárias, que expressam valores típicos, como média e mediana. Os valores computados significam que a categoria se apropria de um montante equivalente a X vezes o seu peso na população.

Tabela 1 Distribuição da População e Relação Renda Apropriada/População nas Categorias de Classe (Brasil, 1992-2011) 

Categorias de Classe População Renda/População


1992 2002 2011 1992 2002 2011
Capitalista e fazendeiro 0,54 0,58 0,58 6,48 6,24 5,76
Especialista autônomo 0,58 1,12 1,26 3,98 3,69 2,89
Gerente 2,25 2,79 2,47 3,10 2,85 2,56
Empregado especialista 2,52 3,57 5,07 3,55 3,22 2,64
Pequeno empregador 3,74 4,00 2,93 2,49 2,59 2,20
Autônomo com ativos 6,78 7,46 7,22 1,41 1,22 1,17
Autônomo agrícola 5,31 4,32 3,13 0,51 0,47 0,57
Empregado qualificado 3,95 7,33 7,72 1,71 1,33 1,18
Supervisor 1,68 1,77 1,43 2,29 1,40 1,55
Trabalhador típico 37,00 33,90 39,46 0,91 0,76 0,76
Trabalhador elementar 14,24 11,81 10,01 0,37 0,38 0,48
Autônomo precário 10,46 10,78 9,55 0,64 0,58 0,67
Empregado doméstico 7,97 8,74 7,78 0,30 0,35 0,40
Agrícola precário 2,98 1,84 1,39 0,22 0,20 0,25

Fonte: IBGE. PNADs 1992 e 2011-Microdados. Brasil, sem Norte rural, exceto Tocantins.

O topo privilegiado da estrutura social aumentou de 8,1% em 2002 para 9,4% em 2011 essencialmente por conta da expansão dos especialistas. A base destituída decresceu no mesmo período de 33,2% para 28,7% com a retração de todas as categorias que a compõe. Entre as posições de classe destaca-se a expansãodoempregadoespecialista,que recebe mais renda, e o avanço do trabalhador típico, cuja renda está próxima da mediana. Todas as categorias mais privilegiadas perderam renda relativa à população que abarcam. Categoria de grande densidade social, o trabalhador típico perdeu terreno na apropriação proporcional da renda em comparação a 1992 e ficou em situação estagnada no período pós-2002. As três principais categorias da base destituída, em termos do seu peso populacional, ampliaram a sua participação na fatia ponderada da renda total.

A Tabela 2 revela as alterações que se deram no período no nível típico de renda de cada grupo. Além dos valores da mediana, registra-se o quanto a renda de cada categoria se desvia em termos percentuais da mediana total. Ao se diminuir a renda da categoria pela mediana total e se realizar a divisão do resultado pelo mesmo total o valor, diferente de zero equivale ao desvio positivo ou negativo do centro da distribuição. O valor zero representa a equivalência ou ausência de desvio do valor central. São mostradas as alterações no tempo nas distâncias de renda em relação ao patamar móvel da renda que está tipicamente disponível. Esta forma de comparação serve para captar mudanças da desigualdade de renda visto que esta cresce quando os grupos se distanciam e decresce quando os grupos se aproximam do centro da distribuição (Amiel e Cowell, 1999:10). Todas as posições mais privilegiadas, do capitalista ao empregado especialista, viram a sua renda mediana se encolher em relação à mediana total. A retração relativa do desvio no período pós-2002 variou de -26% para o capitalista a -45% para ambos os especialistas.

Tabela 2 - Renda Mediana e Desvio Percentual em Relação à Mediana Total por Categorias de Classe (Brasil, 1992-2011) 

Categorias de Classe Mediana em R$ de 2011 Desvio % da Mediana Total


1992 2002 2011 1992 2002 2011
Capitalista e fazendeiro 4300 4615 5000 599,2 712,5 525,0
Especialista autônomo 3440 3373 3000 459,3 493,8 275,0
Gerente 1978 1953 2100 338,0 243,8 162,5
Empregado especialista 2694 2485 2300 338,0 337,5 187,5
(Topo privilegiado) (2580) (2627) (2500) (319,5) (362,5) (212,5)
Pequeno empregador 1720 1775 2000 179,7 212,5 150,0
Autônomo com ativos 1032 888 1000 67,8 56,3 25,0
Autônomo agrícola 430 355 450 -30,1 -37,5 -43,8
Empregado qualificado 1376 1065 1200 123,7 87,5 50,0
Supervisor 1892 1065 1500 207,6 87,5 87,5
Trabalhador típico 692 639 800 12,5 13,5 0,0
Trabalhador elementar 447 355 545 -27,3 -37,5 -31,9
Autônomo precário 464 426 600 -24,6 -25,0 -25,0
Empregado doméstico 275 355 545 -55,3 -37,5 -31,9
Agrícola precário 249 178 200 -59,5 -68,7 -75,0
(Base destituída) (430) (355) (545) (-30,1) (-37,5) (-31,9)
Mediana Total 615 568 800      

Fonte: IBGE. PNADs 1992 e 2011 - Microdados. Brasil, sem Norte rural, exceto Tocantins. Desvio: (Cat.-Total) /Total.

A renda mediana do pequeno empregador, que se aproxima do bloco privilegiado, teve um retrocesso relativo de -29% da distância do centro. A situação mostra-se bem menos desfavorável para ambos os empregadores na comparação com 1992. Os estratos intermediários, que controlam capital, terra ou qualificação escassa, não se saíram bem, pois os desvios positivos da mediana total diminuíram (autônomo com ativos e empregado qualificado) e os negativos aumentaram (autônomo agrícola). O grande conjunto formado pelo trabalhador típico viu a sua renda se igualar à mediana (desvio zero), perdendo certa diferença positiva do passado. Na base da estrutura social ocorreu uma redução dos desvios negativos, na comparação com 2002, sendo que este processo foi claramente dominado pelo desempenho do empregado doméstico e do trabalhador elementar (categorias assalariadas).

As mudanças para o conjunto do bloco destituído foram exatamente iguais às experimentadas por ambas as categorias. Entretanto, na comparação com 1992, a mudança não é favorável ao conjunto, sendo que apenas o empregado doméstico diminuiu a distância de renda. No quadro composto pela evolução dos desvios de renda, a partir de 2002, os retrocessos relativos das posições mais privilegiadas foram mais pronunciados (-29,4% para o bloco) do que os progressos relativos das posições destituídas (+14,9% para o bloco).

MUDANÇAS NAS MEDIANAS AJUSTADAS

A Tabela 3 apresenta as mudanças da localização central da renda com o controle de um amplo leque de variáveis com impacto relevante na renda. São mostradas separadamente as estimativas com e sem o controle da educação. Todos os resultados apresentados são baseados nos valores preditos das medianas que foram ajustados por regressão quantílica. Foram calculadas as diferenças absolutas, por subtração, entre as medianas das categorias designadas e da base destituída ou do topo privilegiado. Este duplo termo de comparação justifica-se por ser mais representativo na medida em que é feito com os blocos de classe situados em ambos os polos da estrutura social. São reproduzidas igualmente as medianas dos dois blocos de comparação. Deste modo, pode-se, numa conta simples, retornar aos valores preditos originais de cada categoria. Na Tabela A, do Anexo, estão todos os valores preditos com os respectivos intervalos de confiança ao nível de 99%. A inspeção dos erros-padrões e dos intervalos não sugere a existência de alguma preocupação razoável com a precisão e a confiança das estimativas.

Tabela 3 Diferenças Absolutas (-) entre as Medianas Ajustadas (R$ 2011) das Categorias Designadas e da Base Destituída ou do Topo Privilegiado (Brasil, 1992-2011) Regressão Quantílica com Controles 

Categorias de Classe Dif. Sem Controle de Educação Dif. com Controle de Educação


1992 2002 2011 1992 2002 2011
Capitalista 3689 4271 4310 3197 3478 4003
Especialista autônomo 2413 2564 2251 1296 1494 1510
Gerente 1339 1388 1396 889 964 1029
Empregado especialista 2000 1907 1681 1004 921 1036
Pequeno empregador 1306 1207 1311 1075 1039 1151
Mediana da Base 511 463 645 654 604 775
Autônomo com ativos -1421 -1623 -1453 -762 -901 -961
Autônomo agrícola -1812 -1958 -1898 -1047 -1176 -1336
Empregado qualificado -1091 -1414 -1278 -694 -899 -965
Supervisor -674 -1490 -1056 -125 -784 -633
Trabalhador típico -1692 -1780 -1637 -984 -1034 -1120
Trabalhador elementar -1900 -1957 -1828 -1107 -1150 -1547
Autônomo precário -1810 -1880 -1730 -1071 -1104 -1184
Empregado doméstico -1847 -1853 -1726 -1083 -1056 -1160
Agrícola precário -1874 -2013 -2011 -1100 -1228 -1445
Mediana do Topo 2373 2374 2425 1744 1721 1985
Diferença Topo-Base 1862 1911 1780 1090 1117 1210

Nota: Medianas ajustadas em R$ 2011, IC 99% e ajustes dos modelos encontram-se no Anexo.

A interpretação dos dados será feita com foco especial no período recente pós-2002, quando a queda da desigualdade foi maior e mais consistente. Referências complementares serão feitas ao conjunto do período. Na comparação entre as categorias do topo e a renda da base destituída agregada, os modelos sem o controle de educação mostram uma queda das vantagens absolutas dos especialistas e um ligeiro aumento ou estabilidade das vantagens dos grupos que controlam capitais ou exercem autoridade. Os modelos com o controle de educação fazem com que as vantagens de todos os grupos privilegiados aumentem no curso do tempo. Em três grupos a ampliação das diferenças absolutas fica maior na comparação com 1992.

Na comparação com a renda do agregado privilegiado, as demais categorias revelam nos modelos sem o controle de educação uma diminuição das diferenças absolutas. A redução em relação ao trabalhador típico foi de 143 reais. Sem o controle de educação, a diferença absoluta topo-base sofreu no agregado uma diminuição de 131 reais. Os modelos com o controle de educação produzem, regra geral, um aumento das desvantagens em relação ao bloco privilegiado. Este processo se dá também na comparação com 1992. O controle da educação parece subestimar a renda dos especialistas e, ao fazer isso, transforma a diminuição constatada em aumento das diferenças absolutas. A introdução do controle promove um tipo de "experimento estatístico" cuja implicação precisa ser avaliada. Estimam-se as distâncias de renda na suposição de que as posições de classe comparadas tenham exatamente a mesma distribuição dos indivíduos entre as categorias educacionais (Wright, 1979:135). O procedimento compõe um cenário não realista ao ajustar as rendas à situação hipotética de que os empregos de especialistas são indiferentes à posse de educação superior. Embora tenham sido caracterizadas exclusivamente pelo status do emprego e pelos grupos ocupacionais estas categorias estão estreitamente associadas à aquisição educacional. A realização da comparação com o controle de educação torna-se ainda mais problemática tendo em vista que os especialistas aumentaram fortemente o seu peso demográfico no topo da estrutura social. As duas categorias somadas evoluíram no período pós-2002 de 4,7% para 6,3%, perfazendo hoje 67% do topo privilegiado.

Na Tabela 4, passa-se à consideração das distâncias relativas ou proporcionais entre as categorias. Estas estão expressas nas razões entre as respectivas medianas ajustadas. Foram utilizados igualmente como referências de comparação os agregados das categorias do topo privilegiado e da base destituída. O quadro composto mostra uma queda ponderável das vantagens proporcionais do topo da estrutura social. O controle da educação reduz e relativiza bastante a dimensão desta queda. Deve ser baseada neste modelo a avaliação final da mudança para quem controla capital e exerce autoridade. Entretanto, as situações dos especialistas são contempladas de modo mais adequado pela escolha do modelo sem o controle da educação.

Tabela 4 - Razão ou Distância Proporcional (%) entre as Medianas Ajustadas das Categorias Designadas e da Base Destituída ou do Topo Privilegiado (Brasil, 1992-2011) Regressão Quantílica com Controles 

Categorias de Classe Sem Controle Educação Controle Educação


1992 2002 2011 1992 2002 2011
  Categoria/Base Destituída
Capitalista 822 1022 767 589 676 617
Especialista autônomo 579 654 449 298 347 294
Gerente 362 400 316 236 260 233
Empregado especialista 491 512 361 254 252 234
Pequeno empregador 356 361 303 265 272 249
  Categoria/Topo Privilegiado
Autônomo com ativos 40,1 31,6 40,1 56,3 47,6 51,6
Autônomo agrícola 23,6 17,5 21,7 40,0 31,7 32,7
Empregado qualificado 54,1 40,4 47,3 60,2 47,8 51,4
Supervisor 71,6 37,2 56,5 92,8 54,4 68,1
Trabalhador típico 28,7 25,0 32,5 43,6 39,9 43,6
Trabalhador elementar 19,9 17,6 24,6 36,5 33,2 37,2
Autônomo precário 23,7 20,8 28,7 38,6 35,9 40,4
Empregado doméstico 22,2 21,9 28,8 37,9 38,6 41,6
Agrícola precário 18,9 15,2 17,1 36,9 28,6 27,2
Base Destituída 21,5 19,5 26,6 37,5 35,1 39,0

Nota: Medianas ajustadas em R$ 2011, IC 99% e ajuste do modelo encontram-se no Anexo.

Na parte inferior da Tabela 4 as medianas ajustadas das categorias estão expressas como uma porcentagem da renda do agregado privilegiado. No período pós-2002, esta defasagem proporcional se reduz para a grande maioria das categorias. Arenda mediana do trabalhador típico, por exemplo, eleva-se de 25% para 32,5% da mediana do bloco privilegiado. Os autônomos agrícolas representam a exceção no processo. Entre as categorias que vão do trabalhador típico ao empregado doméstico a comparação com o ano de 1992 se mostra também favorável. A introdução do controle educacional, por afetar o próprio efeito estimado, suprime uma parte importante deste resultado favorável, embora não chegue ao ponto de reverter o sentido ou a direção do efeito.

A Tabela 5 foi construída com a finalidade principal de focalizar os três fatores fundamentais de vantagens de classe: capital, autoridade e credencial. As categorias de classe são relativamente unívocas, baseadas num princípio organizador dominante, sem realizar hibridismos ou misturas conceituais. Foram escolhidos os contrastes de classe mais apropriados para avaliar a evolução destes vetores que estão associados às recompensas de renda. Os modelos com o controle de educação (resultado entre parênteses) serão usados para avaliar as dimensões de capital e autoridade.

Tabela 5 Discrepâncias entre as Medianas Ajustadas por Regressão Quantílica para as Comparações de Classe Selecionadas (Brasil, 1992-2011) Modelos com Controles 

Comparações de Classe Diferença (-) Razão (%)


1992 2002 2011 1992 2002 2011
Dimensão de Capital
Capitalista vs. Trabalhador 3519 4140 4167 617 797 629
(+Controle educação) (3091) (3395) (3913) (507) (594) (552)
Pequeno Empregador vs. Trabalhador 1139 1075 1174 267 281 249
(+Controle educação) (969) (959) (1062) (228) (240) (223)
Pequeno Empr. vs. Autônomo c/Ativos 868 918 990 191 223 202
(+Controle educação) (747) (826) (903) (176) (201) (188)
Autônomo com vs. sem Ativos 389 257 277 169 152 140
(+Controle educação) (306) (203) (223) (146) (133) (128)
Dimensão de Autoridade
Gerente vs. Trabalhador 1169 1257 1253 272 312 259
(+Controle educação) (783) (877) (939) (203) (228) (209)
Gerente vs. Elementar 1377 1434 1444 391 444 342
(+Controle educação) (906) (997) (1066) (242) (275) (244)
Supervisor vs. Trabalhador 1018 290 581 249 145 174
(+Controle educação) (1543) (250) (486) (297) (136) (156)
Supervisor vs. Elementar 1226 467 772 359 212 229
(+Controle educação) (982) (366) (613) (254) (164) (183)
Dimensão de Credencial
Especialista vs. Trabalhador 1830 1776 1538 369 399 295
(+Controle educação) (898) (838) (946) (218) (222) (209)
Especialista vs. Elementar 2038 1953 1729 531 568 390
(+Controle educação) (1021) (954) (1073) (206) (267) (245)
Qualificado vs. Trabalhador 601 366 359 188 162 146
(+Controle educação) (290) (135) (155) (138) (120) (118)
Qualificado vs. Elementar 809 543 550 271 230 192
(+Controle educação) (413) (251) (282) (165) (144) (138)

Nota: Medianas ajustadas em R$ 2011, IC 99% e ajustes dos modelos encontram-se no Anexo.

Explora-se nos quatro primeiros contrastes o que está se passando com o efeito de possuir capital em diferentes níveis e formas de atividade econômica. No período pós-2002 aumentaram as diferenças absolutas de renda de ambos os empregadores em relação ao trabalhador típico. A razão entre as rendas se reduz num decréscimo relativo de -7% para os dois casos, o que não chega a ser uma retração muito ponderável. A comparação com 1992 mostra um quadro desfavorável ou não favorável. A passagem de autônomo para a condição de empregador mantém-se como um limiar importante. Os ganhos absolutos associados a este divisor social experimentam uma inflexão para cima e os relativos um movimento para baixo. A demarcação entre autônomos com e sem ativos sugere um quadro de relativa estabilidade temporal dos efeitos de capital no curso do período mais recente. Em todos os quatro contrastes da dimensão de capital as diferenças absolutas aumentam e as diferenças relativas decrescem relativamente pouco. Mantêm-se relativamente preservadas as vantagens de possuir capital em todas as transições ou níveis que se manifestam na aquisição de ativos pelo autônomo, na conversão em empregador e na mudança para a condição de capitalista.

As vantagens de renda de quem exerce autoridade gerencial aumentaram em termos absolutos e decresceram em termos relativos tanto em relação ao trabalhador típico quanto ao trabalhador elementar. As discrepâncias relativas mostraram-se estáveis na comparação com 1992. As vantagens do supervisor, por outro lado, aumentaram no período pós-2002 em relação a ambas as categorias e nos dois critérios2.As rendas do trabalhador típico e do elementar se comportaram bem pior no confrontocomosupervisor. A comparação com o supervisor oferece um modo interessante de isolar o efeito de interesse, pois as categorias contrastadas, demarcadas no exercício de autoridade, são relativamente menos diferentes em outros fatores não controlados. Regra geral o supervisor é recrutado no coletivo de trabalhadores, o cargo não tem status de carreira e o trabalho se dá no ambiente comum e de base da empresa (Roberts, 2011). No entendimento das mudanças nos padrões de recompensas dos empregos, o contraste entre categorias menos distantes, porém demarcadas no critério de interesse (exercício de autoridade), pode mostrar-se revelador em dois aspectos. A situação tanto reflete o impacto diferenciado do cruzamento da demarcação social (capital/autoridade/credencial) quanto sofre menos influência de fatores não observados. Pode-se concluir que, de maneira geral, as vantagens associadas às posições de autoridade foram mais preservadas ou, no limite, foram menos enfraquecidas.

No confronto com as duas categorias de trabalhadores as perdas de renda dos especialistas se manifestam tanto em termos absolutos quanto relativos. Em relação ao trabalhador típico, um contraste relevante: a diferença absoluta cai em 238 reais e a relativa decresce na proporção de 104 (-26% na razão) no período pós-2002. Aqueda foi mais forte na comparação com 1992. As distâncias de renda entre o empregado qualificado e o trabalhador típico, categorias distintas no critério de qualificação escassa, porém menos distantes, decrescem somente na forma relativa (-9,9% na razão). No contraste com o trabalhador elementar a perda relativa do empregado qualificado foi maior (-16,5% na razão). As vantagens de renda dos empregos em que o conhecimento perito representa o ativo definidor experimentaram um refluxo mais importante.

Em meio às mudanças caracterizadas neste artigo a subordinação da distribuição da renda ao ordenamento de classe da sociedade brasileira manteve-se claramente definida. A introdução das categorias de classe na análise ofereceu um quadro bem delimitado, porém complexo e nuançado, da redução da desigualdade de renda no Brasil. As mudanças nas rendas não ajustadas sinalizaram uma redução das distâncias da mediana geral composta mais por perdas do topo do que por ganhos da base. No entendimento do impacto agregado destes deslocamentos de renda deve ser considerado que, no período, o topo privilegiado cresceu (+16,4%) e a base destituída diminuiu (-15,5%). O agrupamento privilegiado, de maior renda, teve mais perdas, mas aumentou na população; o agrupamento destituído, de menor renda, teve mais ganhos, porém diminuiu de peso. Os decréscimos de renda dos privilegiados podem estar associados à sua expansão. Os aumentosderenda dos grupos destituídos podemestar relacionados à sua retração3. Ambos os movimentos favoreceram a queda da desigualdade ao reduzirem as distâncias de renda em relação ao centro da distribuição.

A desconcentração das rendas ajustadas reflete-se no fato do topo privilegiado ter perdido e a base destituída ter ganhado renda tanto em termos absolutos quanto relativos. A queda das diferenças absolutas, no entanto, foi menos marcante. Ocorreram igualmente reduções nas distâncias de renda entre categorias mais próximas ou menos distantes. As categorias de classe usadas no estudo permitiram realizar certa aproximação dos distintos mecanismos de vantagens de renda. As dimensões de capital, autoridade e credencial da estrutura social atuaram de modo bem diferenciado. As perdas mais pronunciadas estiveram vinculadas às credenciais mais elevadas das posições de especia-listas.Adimensão de capital mostrou um padrão de aumento das vantagens absolutas combinado com certa queda restrita das diferenças relativas. A dimensão de autoridade reproduziu a mesma combinação para o gerente, porém as vantagens do supervisor aumentaram tanto em termos absolutos quanto relativos.

Dimensões fundamentais ao funcionamento da sociedade de classes, como são as relações de propriedade e autoridade, mostraram efeitos mais persistentes num contexto de queda significativa das diferenças de renda entre os indivíduos. Entretanto, as vantagens de possuir capital (capitalista e pequeno empregador) e exercer autoridade (gerente e supervisor) podem não ter amortecido tanto a queda da desigualdade agregada,emfunçãodadiminuiçãodopesoglobaldestascategorias na estrutura do emprego, de 9,14% para 7,41%, num quadro de expansão de outros grupos. A ampliação dos empregos de especialistas no topo da estrutura social, combinada com a redução do padrão de renda destas categorias, impactou na diminuição das discrepâncias de renda, pois a composição e as vantagens dos grupos privilegiados tornaram-se mais dependentes do controle e do emprego de insumos educacionais que estiveram perdendo valor.

ANEXO

Tabela A Medianas Ajustadas por Regressão Quantílica, em R$ 2011, e Intervalos de Confiança (IC) 99% (Brasil, 1992-2011). Modelos com Controles, sem e com Controle de Educação 

Posições de Classe 1992 2002 2011
Mediana IC 99% Mediana IC 99% Mediana IC 99%
Capitalista 4200 4156-4243 4734 4700-4768 4955 4917-4993
(+ contr. educação) 3851 3807-3895 4081 4045-4114 4778 4741-4814
Especialista autônomo 2957 2914-1999 3027 3002-3052 2896 2870-2922
(+ contr. educação) 1950 1906-1995 2098 2073-2123 2286 2260-2311
Gerente 1850 1829-1871 1851 1837-1866 2041 2024-2058
(+ contr. educação) 1543 1521-1564 1568 1553-1583 1804 1787-1801
Empregado especialista 2511 2491-2532 2370 2356-2384 2326 2313-2339
(+ contr. educação) 1658 1635-1680 1525 1510-1540 1811 1797-1824
Pequeno empregador 1820 1803-1836 1669 1656-1681 1962 1956-1978
(+ contr. educação) 1729 1712-1746 1646 1633-1658 1927 1911-1942
Autônomo com ativos 952 939-964 751 741-761 972 962-983
(+ contr. educação) 982 969-995 820 811-830 1024 1014-1034
Autônomo agrícola 561 542-580 416 400-433 527 507-548
(+ contr. educação) 697 677-716 545 530-562 649 629-669
Empregado qualificado 1282 1266-1299 960 950-970 1147 1137-1157
(+ contr. educação) 1050 1034-1067 822 812-832 1020 1010-1031
Supervisor 1699 1674-1723 884 866-903 1369 1347-1391
(+ contr. educação) 1618 1593-1644 937 919-955 1351 1330-1373
Trabalhador típico 681 675-686 594 589-598 788 783-792
(+ contr. educação) 760 755-766 687 683-692 865 861-870
Trabalhador elementar 473 463-484 417 409-426 597 587-606
(+ contr. educação) 637 627-648 571 563-579 738 729-748
Autônomo precário 563 553-573 494 486-502 695 686-704
(+ contr. educação) 673 662-683 617 610-625 801 793-810
Empregado doméstico 526 512-541 521 509-533 699 686-711
(+ contr. educação) 661 646-676 664 653-676 825 813-868
Agrícola precário 499 474-524 361 338-385 414 386-442
(+ contr. educação) 644 619-670 493 471-515 540 513-567
Base destituída 511 505-517 463 458-467 645 640-651
(+ contr. educação) 654 647-660 604 599-609 775 769-781
Topo privilegiado 2373 2360-2386 2374 2364-2383 2425 2485-2504
(+ contr. educação) 1744 1728-1762 1721 1711-1731 1985 1974-1996
Pseudo R2 s/edu. 0,1968 - 0,2129 - 0,1949 -
Pseudo R2 c/edu. 0,2315 - 0,2504 - 0,2211 -

Nota: Os testes do programa "predxcat" mostram que as diferenças entre as medianas ajustadas sao estatisticamente significativas em todos os modelos estimados.

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

AMIEL, Yoram e COWELL, Frank A. (1999), Thinking about Inequality: Personal Judgment and Income Distributions. Cambridge, Cambridge University Press. [ Links ]

ATKINSON, Anthony B. e BRANDOLIN, Andrea. (2011), "On the Identification of the 'Middle Class'". Working Paper 2011-217, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2011-217.pdf. Acessado em 3/12/2013. [ Links ]

BARROS, Ricardo Paes de et al. (2007), "A Queda Recente da Desigualdade de Renda no Brasil", in R. P. de Barros, M. N. Foguel e G. Ulyssea (orgs.), Desigualdade de Renda no Brasil: Uma Análise da Queda Recente. Brasília, Ipea. 2 vols. [ Links ]

BARROS, Ricardo Paes de et al. (2010), "Determinantes da Queda na Desigualdade de Renda no Brasil". Texto para Discussão no 1460, Ipea, Rio de Janeiro. [ Links ]

BONELLI, Regis e RAMOS, Lauro. (1993), "Distribuição de Renda no Brasil: Avaliação das Tendências de Longo Prazo e Mudanças na Desigualdade desde Meados dos Anos 70". Revista de Economia Política, vol. 13, n° 2, pp. 76-97. [ Links ]

BOURGUIGNON, François. (2006), "From Income to Endowments", in D. Grusky e R. Kanbur (eds.), Poverty and Inequality. Califórnia, Stanford University Press. [ Links ]

CORSEUIL, Carlos Henrique e FOGUEL, Miguel N. (2002), "Uma Sugestão de Deflatores para Rendas Obtidas a partir de Algumas Pesquisas Domiciliares do IBGE". Texto para Discussão nº 897, Ipea, Rio de Janeiro. [ Links ]

FIGUEIREDO SANTOS, José Alcides. (2002), Estrutura de Posições de Classe no Brasil: Mapeamento, Mudanças e Efeitos na Renda. Belo Horizonte/Rio de Janeiro, Editora UFMG/Iuperj. [ Links ]

FIGUEIREDO SANTOS, José Alcides. (2005), "Uma Classificação Socioeconômica para o Brasil". Revista Brasileira de Ciências Sociais, vol. 20, n° 58, pp. 27-45. [ Links ]

FIGUEIREDO SANTOS, José Alcides. (2010), "Comprehending the Class Structure Specificity in Brazil". South African Review of Sociology, vol. 41, n°3, pp. 24-44. [ Links ]

GRUSKY, David e KANBUR, Ravi (eds.). (2006), Poverty and Inequality. Califórnia, Stanford University Press. [ Links ]

HAO, Lingxin e NAIMAN, Daniel. (2007), Quantile Regression. Thousand Oaks, Sage. [ Links ]

HOFFMANN, Rodolfo. (2007), "Queda da Desigualdade da Distribuição de Renda no Brasil, de 1995 a 2005, e Delimitação dos Relativamente Ricos em 2005", in R. P. de Barros, M. N. Foguel e G. Ulyssea (orgs.), Desigualdade de Renda no Brasil: Uma Análise da Queda Recente. Brasília, Ipea. 2vols. [ Links ]

HOFFMANN, Rodolfo. (2009), "Desigualdade da Distribuição da Renda no Brasil". Economia e Sociedade, vol. 18, n°1,pp.213-231. [ Links ]

IPEA (Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada). (2007), "Sobre a Recente Queda da Desigualdade de Renda no Brasil. Nota Técnica", in R. P. de Barros, M. N. Foguel e G. Ulyssea (orgs.), Desigualdade de Renda no Brasil: Uma Análise da Queda Recente. Brasília, Ipea. 2 vols. [ Links ]

KENWORTHY, Lane. (2007), "Social Inequality and Sociology". American Behavioral Scientist, vol. 50, n° 5, pp. 584-602. [ Links ]

LEMIEUX, Thomas. (2008), "The Changing Nature ofWage Inequality". Journal of Population Economics, vol. 21 n° 1, pp. 21-48. [ Links ]

LEICHT, Kevin T. (2008), "Broken Downby Race and Gender? Sociological Explanations of New Sources of Earnings Inequality". Annual Review of Sociology, vol. 34, pp. 237-255. [ Links ]

MACCALL, Leslie e PERCHESKI, Christine. (2010), "Income Inequality: New Trends and Research Directions". Annual Review of Sociology, vol. 36, pp. 329-347. [ Links ]

MARX, Karl. (1974), "Introdução à Crítica da Economia Política (Grundrisse)", in K. Marx Manuscritos Econômico-filosóficos e outros Textos Escolhidos. São Paulo, Abril Cultural (Coleção Os Pensadores, vol. XXXV). [ Links ]

MEDEIROS, Marcelo. (2012), Medidas de Desigualdade e Pobreza. Brasília, Editora UnB. [ Links ]

MYLES, John e MYLES, Karen. (2007), "Social Who Gets What and Why. Answers from Sociology". American Behavioral Scientist,vol. 50, n°5, pp. 579-583. [ Links ]

NERI, Marcelo. (2011), Desigualdade de Renda na Década. Rio de Janeiro, FGV Editora. [ Links ]

NECKERMAN, Kathryn M. e TORCHE, Florencia. (2007), "Inequality: Causes and Consequences". Annual Review of Sociology, vol. 33, pp. 335-357. [ Links ]

RAMOS, Lauro. (1993), A Distribuição de Rendimentos no Brasil - 1976/85. Rio de Janeiro, Ipea. [ Links ]

RAMOS, Lauro. (2007), "Desigualdade de Rendimentos do Trabalho no Brasil, de 1995 a 2005", in R. P. de Barros, M. N. Foguel e G. Ulyssea(orgs.), Desigualdade de Renda no Brasil: Uma Análise da Queda Recente. Brasília, IPEA. 2vols. [ Links ]

RAMOS, Lauro e TRINDADE, Cláudia. (1991), "Educação e Desigualdade de Salários no Brasil: 1977/89", in IPEA. Perspectivas da Economia Brasileira - 1991. Rio de Janeiro, Ipea. [ Links ]

RAMOS, Lauro e VIEIRA, Maria Lúcia. (2000), "Determinantes da Desigualdade de Rendimentos no Brasil nos Anos 90: Discriminação, Segmentação e Heterogeneidade dos Trabalhadores", in R. Henriques (org.), Desigualdade e Pobreza no Brasil. Rio de Janeiro, Ipea. [ Links ]

RAVALLION, Martin. (2004), "Competing Concepts of Inequality in the Globalization Debate", in S. M. Collins e C. Graham (eds.), Brookings Trade Forum 2004: Globalization, Povertyand Inequality. Washington, D.C., Brookings Institution Press, pp. 1-38. [ Links ]

ROBERTS, Ken. (2011), Class in Contemporary Britain. (2a ed.). New York, Palgrave Macmillan. [ Links ]

ROEMER, John. (1988), Free to Lose: An Introduction to Marxist Economic Philosophy. Cambridge, Harvard University Press. [ Links ]

SOARES, Fabio Veras et al. (2006), "Programas de Transferência de Renda no Brasil: Impactos sobre a Desigualdade". Texto para Discussão no1228, Ipea, Brasília. [ Links ]

SOUZA, Pedro H. G. F. de e CARVALHAES, Flávio. (2014), "Estrutura de Classes, Educação e Queda da Desigualdade, 2002-2011". DADOS - Revista de Ciências Sociaisvol. 57, n° 1, pp. 101-128. [ Links ]

SOUZA, Pedro H. G. F. de e OSÓRIO, Rafael Guerreiro. (2011), "A Redução das Disparidades Regionais e a Queda da Desigualdade Nacional de Renda (1981-2009)". Texto para Discussão n° 1648, Ipea, Brasília. [ Links ]

TILLY, Charles. (1998), Durable Inequality. Berkeley, University of California Press. [ Links ]

VALLE SILVA, Nelson do. (2003a), "Os Rendimentos Pessoais", in C. Hasenbalg e N. V. Silva, Origens e Destinos: Desigualdades Sociais ao Longo da Vida. Rio de Janeiro, Topbooks. [ Links ]

VALLE SILVA, Nelson do. (2003b), "O Esquema Analítico e a Classificação Ocupacional", in C. Hasenbalg e N. V. Silva, Origens e Destinos: Desigualdades Sociais ao Longo da Vida. Rio de Janeiro, Topbooks. [ Links ]

WEEDEN, Kim A. et al. (2007), "Social Class and Earnings Inequality". American Behavioral Scientist, vol. 50, no 5, pp. 702-736. [ Links ]

WOLFF, Edward N. e ZACHARIAS, Ajit. (2013), "Class Structure and Economic Inequality". Cambridge Journal of Economics, vol. 37, no 6, pp. 1381-1406. [ Links ]

WRIGHT, Erik Olin. (1979), Class Structure and Income Determination. New York, Academic Press. [ Links ]

WRIGHT, Erik Olin. (1997), Class Counts: Comparative Studies in Class Analysis. Cambridge, Cambridge University Press. [ Links ]

WRIGHT, Erik Olin. (2005), "Foundations of a Neo-Marxist Class Analysis", in E. O. Wright (ed.), Approaches to Class Analysis. Cambridge, Cambridge University Press. [ Links ]

1. A comparação temporal envolvendo estas cinco categorias apresenta dois principais problemas específicos. A expansão e o detalhamento ocupacional realizados de 2002 em diante estiveram fortemente concentrados nas ocupações profissionais e nos técnicos de nível médio que formam a base das categorias de especialista e empregado qualificado. Dois importantes agrupamentos ocupacionais anteriores a 2002 (códigos 20 e 40) são heterogêneos em termos de distinções de exercício de autoridade, sendo que o classificado como gerente vincula-se mais ao setor público, ao passo que o classificado como supervisor pertence mais ao setor privado. No caso do supervisor, este problema, embora não afete o tamanho da categoria, superestima fortemente a renda mediana em 1992.

2. Não se deve relevar o dado de 1992, pois este provavelmente reflete problemas de mensuração da categoria que foram sanados com as mudanças ocupacionais de 2002 da PNAD (ver nota 1).

3. O agrícola precário e o trabalhador elementar localizados na agricultura foram afetados pela continuidade da retração setorial; a elevação da renda do doméstico pode ter levado à menor demanda deste tipo de trabalho por estratos sociais que estiveram perdendo renda; supõe-se que encerrou mais a atividade o autônomo precário mais vulnerável e de menor renda. De outro lado, trabalhadores que integravam este bloco, porém em melhores circunstâncias, podem ter passado a engrossar a expansão de 33,9% para 39,5% da categoria de trabalhador típico no período pós-2002.

*Este artigo beneficiou-se de auxílio financeiro à pesquisa fornecido pelo Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq).

Recebido: Setembro de 2013; Revisado: Dezembro de 2013; Aceito: Setembro de 2014

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