Recentemente, desde o início deste século, mudanças significativas ocorreram em relação à distribuição de renda na sociedade brasileira (Barros et al. 2010). Apesar de o país ainda poder ser caracterizado por seu elevado e histórico nível de desigualdades, desde 2001 o coeficiente de Gini vinha caindo continuadamente, alcançando os menores valores das últimas três décadas, e a renda dos mais pobres crescia de forma substantiva, acarretando um declínio dos níveis de pobreza e miséria. Com base em indicadores socioeconômicos como estes, estejam eles relacionados à distribuição de renda e/ou à diminuição de pobreza, é possível afirmar que nesse período identificamos melhorias significativas para uma grande parte da população brasileira.1

Ao focarem a análise das desigualdades exclusivamente sobre os rendimentos, estudos recentemente desenvolvidos no Brasil apontaram a diminuição dos grupos de renda inferiores e o correlato crescimento dos grupos intermediários (Neri 2008; Souza e Lamounier 2010). Através de constatações como esta, estes trabalhos chegaram à conclusão de que o Brasil teria se tornado um país composto, em sua maioria, por famílias de classe média. Essa foi a interpretação dominante acerca da desigualdade no Brasil dos últimos anos.2 Desde então, no entanto, muitos estudos problematizaram a tese da nova classe média, levantando questões a respeito de sua validade, e procurando fornecer leituras alternativas sobre o momento que a sociedade brasileira atravessava (Sobrinho 2011; Pochmann 2012; Souza 2010).

Estudos como estes, normalmente desenvolvidos do campo da economia, e que utilizam o coeficiente de Gini ou as faixas de renda, têm como foco as desigualdades entre indivíduos. Do ponto de vista sociológico, no entanto, argumentamos que seria mais interessante analisar as desigualdades entre grupos sociais definidos a partir de categorias nominais, como gênero, raça e, neste caso, situações de classe. Isso porque as desigualdades entre indivíduos podem ter origem em uma enorme gama de fatores, muitos dos quais irrelevantes —como a sorte, por exemplo (Jencks et al. 1972)—, de modo que pouco informam a respeito de possíveis mudanças no padrão de estruturação das desigualdades (Silva 2003). Ou seja, através daquele tipo de análise não seria possível saber se essas recentes transformações na distribuição de renda no Brasil seriam, ao menos em parte, reflexo de mudanças de cunho sócio estrutural, que caracterizariam as desigualdades duráveis (Tilly 1999), mais interessantes e importantes do ponto de vista da sociologia.

O objetivo deste artigo, portanto, é aprofundar a recente discussão sobre a redução das desigualdades de rendimento no Brasil. Por meio dos dados das Pesquisas Nacionais por Amostra de Domicílios (PNADs) de 2002 a 2013, temos como objetivo analisar a relação entre as mudanças na distribuição de renda e a estrutura de classes.3 Assim, buscaremos verificar, em primeiro lugar, se podemos encontrar mudanças significativas no que se refere à distribuição de renda entre as diversas categorias sócio ocupacionais entre 2002 e 2013. Em segundo lugar, buscaremos também analisar, através de estatísticas descritivas e modelos multivariados, qual o tamanho e padrão dessas possíveis mudanças, quais classes teriam sido mais favorecidas, e quais teriam sofrido as maiores perdas relativas.

A recente bibliografia sobre o tema tem mencionado alguns dos fatores que, acreditamos, podem ter contribuído para uma possível redução das desigualdades entre categorias sócio ocupacionais no Brasil. Conforme pode ser visualizado no Gráfico A1, em anexo, entre 2002 e 2013 houve valorização do salário mínimo, aumento dos níveis de escolaridade da população e redução da taxa de desocupação.4 Como se sabe, incrementos no salário mínimo tendem a afetar, de modo mais saliente, os trabalhadores com menores rendimentos (Menezes-Filho e Rodrigues 2009). O recente aumento nos níveis de escolaridade, por sua vez, têm não apenas diminuído as desigualdades educacionais e, logo, de renda (efeito quantidade), como também reduzido o prêmio —em rendimentos, por exemplo— daquelas categorias com maiores títulos educacionais: efeito preço (Barros, Franco e Mendonça 2007). Por fim, é possível que a maior demanda por força de trabalho, traduzida em menores taxas de desocupação, tenha colaborado para aumentar os salários das categorias inferiores (Pochmann 2014).5

Logo, tanto fatores endógenos quanto elementos exógenos ao mercado de trabalho nos induzem a lançar a hipótese de que recentemente, no Brasil, teria havido redução das desigualdades entre classes.6

Trabalhos sobre desigualdades de rendimentos não são novidade no Brasil. Podemos constatar um enorme debate a esse respeito, sob perspectivas bastante variadas (Langoni 1973; Fishlow 1972, 1973; Ferreira 2000; Barros, Henriques e Mendonça 2001; Silva 1980, 2003). No entanto, no que se refere à análise das transformações ocorridas na última década, verificamos a predominância de trabalhos que, como Neri (2008), têm seu foco na distribuição de renda entre indivíduos, dando pouca atenção ao caráter sócio estrutural dessa distribuição. Nesse sentido, o estudo que propomos privilegia a análise das condições sócio estruturais que conformam as enormes desigualdades de rendimentos presentes no país. Com efeito, estaríamos interessados na análise do que tem se convencionado denominar de desigualdades permanentes, ou duráveis (Tilly 1999), o que poderia trazer importantes contribuições para o debate em torno da redução das desigualdades de renda no país, assim como para a interpretação acerca das transformações que ocorreram na sociedade brasileira.

O presente artigo está organizado em quatro partes principais. Na seção seguinte fazemos alguns comentários a respeito de diferentes maneiras de se tratar as desigualdades, procurando levantar argumentos a favor de uma análise que foque em categorias socialmente significativas. Em seguida, procuramos discutir brevemente a respeito da utilização dos esquemas de classes e, então, apresentaremos o esquema que utilizaremos aqui. Finalmente, na seção subsequente realizamos uma análise empírica onde, através de estatísticas descritivas e modelos multivariados, reunimos evidências que, acreditamos, sejam suficientemente fortes para sustentar uma interpretação alternativa acerca das mudanças pelas quais a sociedade brasileira vem passando. Por fim, nas conclusões relacionamos os resultados alcançados com a discussão apresentada.

Diferentes maneiras de se analisar as desigualdades

Encontramos, na abordagem dominante sobre a recente queda das desigualdades no Brasil, uma tendência a se analisar esse fenômeno segundo uma perspectiva “atribucional” (Goldthorpe 2009), tomando a renda como característica classificadora dos indivíduos, e deixando de lado outras importantes informações —como as classes— que poderiam permitir uma análise mais profunda das desigualdades.

Um grande volume de pesquisas empíricas vem demonstrando, já há algumas décadas, que a situação de classe (ou de trabalho, de uma forma mais geral) dos indivíduos é um componente causal importantíssimo de suas chances de vida, capaz de exercer influência sobre sua saúde, educação, mortalidade e muitos outros resultados, inclusive sobre os rendimentos e as chances de desemprego (Crompton 2010; Reid 1998; Scott 2002). Nas últimas décadas, entretanto, conforme reconhecido por Crompton (2008), a utilização dos agregados ocupacionais —junto ao próprio conceito de “classe”— tem sido desafiada pela tendência a se analisar as desigualdades do ponto de vista individual, e não mais estrutural.7 Tal tendência poderia ser relacionada, também, à atual descrença, por parte de importantes autores (Beck 2007; Pakulski e Waters 1996; Bauman 1982), em relação ao conceito de classe como ferramenta de análise da sociedade ocidental contemporânea, o que tem levado ao crescimento exponencial da perspectiva econômica nos estudos sobre desigualdades (Atkinson 1980; Hills 1996; Goodman, Johnson e Webb 1997), como também constatado por Savage (2000).

Em um artigo publicado recentemente, o famoso sociólogo britânico John Goldthorpe tece uma série de críticas a trabalhos desenvolvidos na área econômica que analisam as desigualdades única e exclusivamente através dos rendimentos. Goldthorpe (2009) distingue duas maneiras de se enxergar e analisar as desigualdades sociais: em termos “atribucionais” ou em termos “relacionais.” A primeira forma olha para as desigualdades a partir da distribuição de atributos entre seus membros individuais, que são ranqueados de acordo com a característica escolhida: no presente caso, os rendimentos. Trata-se, obviamente, de uma interessante e eficiente maneira de se descrever as desigualdades. Mas, por outro lado, as desigualdades apresentariam também um sentido mais profundo, que essa perspectiva não seria capaz de captar.

As desigualdades devem ser pensadas, segundo Goldthorpe, em termos das relações sociais —por isso ele denomina essa perspectiva de “relacional”—, no contexto das quais os indivíduos possuem, em algum sentido, vantagens e desvantagens. Trata-se aqui, portanto, de desigualdades de um tipo “estruturado”: não somente como uma questão de destino individual, mas sim inerente a formas prévias de relações sociais que possuem, em certo nível, uma base institucional. As posições que os indivíduos ocupam dentro dessas formas de relações sociais seriam determinantes de suas chances de vida, e nesse sentido a estratificação social poderia ser entendida como crucial para os diferentes tipos de desigualdades observados no nível atribucional.

Em uma perspectiva próxima, Wright (2005) afirma que as análises de classe são fundamentais para a investigação dos mecanismos causais que ajudam a explicar a localização dos indivíduos na distribuição de recursos. Assume-se então que as desigualdades não apresentam uma distribuição “gradacional” —na forma de uma escada (por exemplo: pobre, classe média, classe alta)—, mas sim “relacional,” formada a partir de uma estrutura de classes interdependentes (por exemplo: trabalhadores manuais não qualificados, grandes empregadores, administradores e profissionais). Nessa perspectiva, as desigualdades seriam fruto de relações estruturadas e, muitas vezes, institucionalizadas, assumidas por aquelas classes, seja no processo produtivo (Marx e Engels 2002), no mercado (Weber 1978), ou no espaço social (Bourdieu 2008).

Colocado de uma forma mais simples e genérica, na perspectiva relacional as classes são utilizadas a fim de explicar a distribuição de recursos, e são definidas pela relação dos indivíduos com os ativos geradores daqueles recursos. A questão que fica em aberto é a de saber quais ativos devem ser levados em consideração, havendo diferentes respostas para esta pergunta. Marx, por exemplo, concentrava-se na divisão entre proprietários e não proprietários; Weber entendia as habilidades (ou credenciais), e outros fatores, também como recursos que poderiam ser utilizados pelos indivíduos a fim de obter vantagens no mercado; Bourdieu possui uma visão mais ampla a esse respeito, reconhecendo o papel que diferentes tipos de capitais (econômico, cultural, social e outros), em suas diferentes formas (por exemplo: institucionalizado, incorporado) poderiam ter sobre as trajetórias dos indivíduos.

A preferência dos sociólogos por essa perspectiva advém, portanto, da importância que é atribuída pelos mesmos às relações (estruturais e/ou institucionais) estabelecidas pelos indivíduos (Hout 2008). Classes, nesse sentido, seriam relevantes porque permitiriam classificar os indivíduos de acordo com suas chances de vida, e, desse modo, sustentariam análises sobre as “desigualdades duráveis” e seus mecanismos institucionais de reprodução (Tilly 1999). Além disso, a utilização das classes em estudos sobre desigualdade de renda permitiria reconhecer a presença de “fraturas estruturais” na distribuição de rendimentos da população estudada, corrigindo assim certas deficiências de alguns modelos econométricos (Santos 2005).

Na próxima seção exploraremos o “esquema de classes” que iremos utilizar neste trabalho, para então, na seção subsequente, realizarmos a análise empírica.

Explorando o esquema de classes

Não há uma única, ou correta, definição de classe na literatura sociológica, é verdade. O conceito varia de acordo com o arcabouço teórico utilizado (Crompton 2008). Mas, apesar dessas variações, desde os fundadores do campo sociológico —principalmente Karl Marx e Max Weber—, a relação entre classe e tipo de trabalho/emprego (em geral mensurado a partir das informações ocupacionais) tem sido estabelecida.

Na segunda metade do século XX começaram a ser desenvolvidos os primeiros esquemas de classe explicitamente sociológicos, como os de John Goldthorpe e Erik Olin Wright (Erikson e Goldthorpe 1993; Wright 1989). Desde então, os esquemas de classe construídos por meio de agregados ocupacionais têm sido amplamente utilizados e considerados bons proxies de classes. Dentre suas qualidades destaca-se o fato de através das informações ocupacionais podermos analisar a dimensão estrutural das desigualdades, na qual a ocupação (ou tipo de emprego) tem um papel fundamental.

Por meio dos “esquemas de classe” foi possível analisar a relação entre a estratificação por classes e fenômenos como, por exemplo, mobilidade social, desigualdades escolares e rendimentos. Entretanto, apesar de possibilitar enormes avanços em termos de análises empíricas, muitas vezes estes esquemas foram empregados sem que os pesquisadores refletissem mais profundamente a respeito da definição de classes utilizada e suas implicações.8

O desafio colocado pelos trabalhos que abrem mão das classes enquanto ferramenta para a análise das desigualdades, —como aqueles que identificavam o crescimento das camadas médias no Brasil—, exige, por parte da literatura sociológica, uma maior reflexão acerca do conceito de classes e seu papel na estruturação das desigualdades. Por esta razão, nesta seção fazemos um breve exercício de reflexão sobre o esquema de classes que utilizaremos em nossas análises e a interpretação do mesmo.

Interpretaremos o esquema de classes utilizado a partir de uma abordagem que vem sendo definida como CARs, uma abreviatura para capitals, assets, and resources (Savage, Ward e Devine 2005; Savage e Butler, 1995). Esta se opõe à já clássica perspectiva do employment aggregate (Crompton 1998), colocando menos ênfase na divisão do trabalho, e concentrando-se nos mecanismos e efeitos através dos quais as classes são produzidas por meio das ações de indivíduos sustentadas por diferentes capitais, recursos ou ativos. Nas sociedades modernas os ativos mais importantes, ou normalmente destacados, giram em torno de propriedade (capital), habilidades e/ou credenciais e força de trabalho.

Teríamos, portanto, três tipos principais de “ativos,” correspondentes às três principais formações de classe presentes nas sociedades moderna (Giddens 1973). Tanto Marx quanto Weber já afirmavam que a primeira grande divisão na estrutura de classes nas sociedades modernas se daria entre proprietários e não proprietários. A situação de classe desses últimos seria então posteriormente classificada de acordo com os tipos de serviço que eles podem oferecer no mercado, em troca de rendimentos e outras vantagens (estabilidade no emprego, por exemplo).9 Como consequência, teríamos uma estrutura com três classes principais: os proprietários, cujo principal ativo seria a propriedade; a classe média, tendo habilidades e/ou credenciais como ativos principais; e os trabalhadores, que não possuindo propriedades nem habilidades especiais, encontrariam na força de trabalho o seu principal ativo (Giddens 1973).10

Assim, o principal ativo do trabalhador seria sua força de trabalho; o principal ativo do empregador seria a propriedade; e o principal ativo das camadas médias seriam as suas habilidades (ou credenciais).11 Logicamente, muitas situações de classe seriam marcadas pela presença de mais de um desses ativos, de modo que os contornos das mesmas não poderiam ser identificados de modo tão claro.

Neste trabalho utilizaremos o esquema de classes desenvolvido por Silva (1992), como proxy das situações de classe.12 Originalmente este esquema contava com dezoito categorias, mas aqui utilizaremos sua versão agregada em nove grupos (Scalon 1999): profissionais, administradores e gerentes; proprietários empregadores, empregados não manuais de rotina, proprietários conta própria, trabalhadores manuais qualificados, trabalhadores manuais não qualificados, empregadores rurais e trabalhadores rurais.13

Como afirmamos, iremos interpretar essas categorias através da ideia de ativos, levando em consideração três tipos principais de recursos: propriedade, habilidades/credenciais e força de trabalho. Na Tabela 1 nós procuramos classificar as nove categorias de acordo com o grau em que sua reprodução depende de cada um destes ativos.14

Tabela 1

Categorias sócio-ocupacionais segundo os seus ativos.

Categorias sócio-ocupacionais Propriedade Habilidades/credenciais Força de trabalho

Proprietários empregadores ***
Administradores e gerentes * *** *
Profissionais *** *
Empregados não manuais de rotina ** ***
Proprietários conta própria ** ***
Trabalhadores manuais qualificados * ***
Trabalhadores manuais não qualificados ***
Empregadores rurais ***
Trabalhadores rurais ***

***Muito; **médio; *pouco.

A Tabela 1 é de cunho apenas conceitual, e foi inserida com o intuito de nos ajudar a refletir a respeito das categorias sócio ocupacionais que estamos utilizando.15 Algumas categorias dependem muito da “propriedade” para sua reprodução. É o caso, principalmente, dos proprietários empregadores e dos empregadores rurais.16 No caso dos proprietários conta própria, estes ainda se apoiam, em grande medida, em sua força de trabalho, conforme pode ser atestado por algumas das ocupações que mais tipicamente encontramos dentro desta categoria, como vendedores em lojas, quiosques e barracas, garçons, barmen e copeiros, dentre outras.

Outras categorias, por sua vez, encontram nas credenciais/habilidades o seu principal recurso, sendo os profissionais o caso mais típico. Além destes, temos também os administradores e gerentes. O caso dessa última categoria é mais difícil de ser analisado, pois se trata de um agregado formado majoritariamente por empregados com escolaridade média ou alta, que sem dúvida encontram nas credenciais seu principal ativo; mas, por exercerem funções de autoridade, controle e gestão da propriedade —apesar de não serem tipicamente proprietários—, consideramos sua dependência também em relação ao ativo “propriedade.” Como em geral se encontram na posição de “empregados,” tanto profissionais quanto administradores e gerentes dependem ainda, em alguma medida, de sua força de trabalho.

Finalmente, temos as categorias cujo principal recurso é a sua força de trabalho, como os trabalhadores rurais, os empregados não manuais de rotina —que também dependem de suas credenciais, por meio das quais conseguem escapar das ocupações manuais de menor prestígio—, os trabalhadores manuais não qualificados e os trabalhadores manuais qualificados. No caso dos últimos, dada a importância de sua qualificação, que lhes garante muitas vezes condições de trabalho e retornos acima dos trabalhadores não qualificados, consideramos ainda a importância das habilidades para sua reprodução.

Como podemos perceber, não temos na verdade barreiras claras entre as categorias de acordo com os seus recursos mais típicos. O que temos são categorias se destacam mais que outras dependendo do recurso analisado. De todo modo, já é possível identificar, para cada categoria, quais os principais recursos com que contam para garantir sua reprodução.

Do ponto de vista histórico, é importante lembrar que até meados do século XIX o Brasil contava com uma estrutura de classes pouco diversificada, e voltada para o setor rural. Com o desenvolvimento obtido a partir de então é que as classes médias (portadoras de credenciais escolares e/ou habilidades) e trabalhadoras urbanas (assentadas na força de trabalho) começaram a se desenvolver, formando estratos socialmente significativos nas principais cidades brasileiras do início do século XX. Foi somente a partir de 1930 —através do processo de substituição de importações—, que a base econômica destas classes pôde se expandir substancialmente, provocando maior diversificação da estrutura social (Pochmann et al. 2006).

Com efeito, a urbanização e a industrialização que ganharam fôlego em meados do século passado foram responsáveis pelo surgimento de novos grupos sociais urbanos, vinculados ao setor moderno do mercado nacional. Mas, como no Brasil o crescimento urbano se deu em ritmo muito acelerado, concentrado na região Sudeste (Rio de Janeiro e São Paulo), e combinado a um desenvolvimento industrial insuficiente e/ou poupador de mão de obra, acabou resultando na incapacidade de absorção de força de trabalho e, consequentemente, na precarização de empregos, em especial através da concentração de mão de obra no setor de serviços e/ou informal da economia (Scalon 2011). Como resultado temos no Brasil a sobrevivência, em meio à modernização, de desigualdades históricas acentuadas, onde as classes populares assentadas no trabalho apresentam condições de vida e chances de mercado muito inferiores às demais.

No entanto, dado que nos entre 2002 e 2013 podemos constatar movimentos como a valorização do salário mínimo, aumento da escolaridade e redução da taxa de desocupação (entre outros fatores), lançamos a hipótese de que as categorias mais beneficiadas por este contexto teriam sido justamente aquelas assentadas na força de trabalho. Por esta razão, acreditamos, pode ter havido redução das desigualdades entre classes. Nas próximas páginas, então, procuraremos testar esta hipótese.

Classes e desigualdade de renda no Brasil dos últimos anos

Para nossas análises empíricas, o recorte temporal que utilizamos é aquele entre os anos de 2002 e 2013.17 O ano inicial foi escolhido devido ao fato de que a codificação das ocupações, essencial para este trabalho, não sofrera modificações desde então, já que a partir de 2002 o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) adotara a Classificação Brasileira de Ocupações (CBO) nas PNADs. O ano de 2013, por sua vez, é o último para o qual os microdados da PNAD haviam sido disponibilizados no momento da redação deste trabalho. Além disso, do ponto de vista histórico e social o recorte adotado é bastante interessante, pois em 2013 o Partido dos Trabalhadores (PT) completava dez anos no governo federal, tendo sido eleito pela primeira vez no ano de 2002.

Sobre o recorte geográfico utilizado, tivemos que necessariamente retirar da análise os casos de domicílios em áreas rurais na região norte do país. A razão deste recorte se encontra no fato de o IBGE só ter começado a coletar estes dados a partir de 2004. Somente dessa maneira, portanto, podemos trabalhar com amostras comparáveis entre os anos de 2002 e 2013.

Finalmente, em relação aos indivíduos que farão parte de nossa amostra, trabalharemos apenas com aqueles que tinham dez ou mais anos de idade.18 Além disso, como só temos informações precisas sobre a ocupação daqueles indivíduos que estavam trabalhando na semana de referências das pesquisas, nossa amostra ficará limitada à população ocupada. É importante lembrar, no entanto, que no período analisado o país vinha apresentando declínio na taxa de desocupação, o que teve consequências relevantes para a diminuição da pobreza e desigualdades no país, independentemente de possíveis mudanças na distribuição de renda entre a população ocupada.

Ao iniciar nossa análise, o primeiro ponto que gostaríamos de destacar, antes de entrarmos na questão das desigualdades de renda, diz respeito à participação de cada uma das nove categorias sócio ocupacionais na população ocupada, entre 2002 e 2013, que será o período que trataremos aqui. A Tabela 2 traz estas informações.

Tabela 2

Participação das categorias sócio ocupacionais na população ocupada, Brasil, 2002–2013 (%).

Categorias Ano de referência
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2011 2012 2013

Profissionais 4,4 4,5 4,7 4,8 5,2 5,2 5,0 5,5 5,6 5,8 6,0
Administradores e gerentes 4,4 4,3 4,4 4,5 4,6 4,8 5,1 5,0 4,6 5,1 5,2
Proprietários empregadores 3,0 2,8 2,8 2,9 3,2 2,7 2,9 2,8 2,4 2,5 2,5
Não-manual de rotina 19,2 19,4 19,6 19,9 20,3 20,8 20,4 20,9 23,3 23,6 23,5
Proprietários conta própria 3,9 4,0 3,9 3,8 3,7 3,8 3,6 3,4 3,6 3,5 3,4
Trab. manuais qualif. 17,8 18,2 18,5 18,6 18,6 19,4 19,7 19,3 20,2 20,4 20,5
Trab. manuais não qualif. 25,9 25,2 25,4 24,9 25,0 25,0 25,8 26,3 25,1 24,8 24,7
Empregadores rurais 0,6 0,6 0,6 0,6 0,6 0,5 0,5 0,5 0,4 0,3 0,3
Trabalhadores rurais 20,8 20,9 20,1 19,9 18,9 17,9 16,9 16,4 14,9 13,9 13,9
Total 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100

Fonte: PNAD, 2002–2013 (IBGE).

Como podemos ver, entre 2002 e 2013 não houve grandes mudanças nesse sentido, mantendo-se no Brasil uma estrutura sócio ocupacional marcada pela alta participação de trabalhadores manuais (qualificados e não qualificados) e não manuais de rotina. Tal resultado já seria esperado, dado que modificações substantivas na estrutura sócio ocupacional raramente ocorrem em um período tão curto de tempo. Contudo, seria importante apenas constatar a contínua e relevante queda na participação dos trabalhadores rurais, cujo percentual cai de 20,8 em 2002 para 13,9 em 2013. Em contrapartida, verificamos a elevação do percentual de categorias como os empregados não-manuais de rotina —indo de 19,2 por cento para 23,5—, dos trabalhadores manuais qualificados —subindo de 17,8 por cento para 20,5—, e dos profissionais —de 4,4 por cento para 6—. Tais tendências refletem, em parte, a migração de mão de obra do meio rural para o meio urbano.

A principal questão que trataremos aqui será a da relação entre as nove categorias sócio ocupacionais, que estamos utilizando enquanto proxies de situações de classe, e os rendimentos. Os microdados da PNAD trazem informações sobre rendimentos do trabalho principal, rendimentos de todos os trabalhos e rendimentos totais. Nesse caso, como as informações ocupacionais derivam apenas do trabalho principal exercido pelo indivíduo na semana de referência, trataremos somente dos rendimentos mensais do trabalho principal. É relevante lembrarmos que esses dados dizem respeito exclusivamente às rendas monetárias, ficando de fora rendas não monetárias ou imputáveis. Além disso, optamos por excluir os casos de falta de informação ou com rendimentos nulos (iguais a zero), já que estas informações são em geral pouco confiáveis e acabam introduzindo perturbações indesejadas na análise (Silva 2003). Por fim, é bom nunca esquecermos, quando tratando deste tipo de dados, que muitas vezes há dificuldade em se medir certos tipos de rendimentos, e que alguns indivíduos deliberadamente subdeclaram os mesmos. Os resultados apresentados devem ser interpretados levando em consideração todos estes fatores.

O Gráfico 1 traz a média dos rendimentos do trabalho principal, para cada uma das categorias ocupacionais, entre 2002 e 2013.19 Fica evidente, no Gráfico 1, a desigualdade de rendimentos entre algumas das categorias sócio ocupacionais. É possível perceber que temos um primeiro grupo com rendimentos bem mais altos que os demais, formado pelos proprietários empregadores, profissionais, empregadores rurais e administradores e gerentes. A média de renda para estas categorias, no ano de 2002, ficava entre R$4.263,45 (proprietários empregadores) e R$3.294,00 (administradores e gerentes). Já na parte inferior do gráfico encontramos um outro grupo, formado por categorias com médias bem menores de rendimentos: proprietários conta-própria, empregados não-manuais de rotina, trabalhadores manuais qualificados, trabalhadores manuais não-qualificados e os trabalhadores rurais. Neste segundo grupo, a média de rendimentos em 2002 variava entre R$1.299,09 (empregados não-manuais de rotina) e R$536,19 (trabalhadores rurais).

Gráfico 1 

Média dos rendimentos mensais do trabalho principal, por categorias sócio-ocupacionais, Brasil, 2002–2013.

Fonte: PNAD, 2002–2013 (IBGE).

Nota: Preços constantes: rendimentos deflacionados pelo INPC para 28 de setembro de 2014.

O que mais nos interessa aqui, entretanto, é a inclinação das retas, que representa graficamente variações nas médias de rendimentos entre os anos, para cada uma das categorias. Nesse sentido, salta aos olhos o crescimento bastante expressivo da média de renda para os empregadores rurais, especialmente a partir do ano de 2011, cujo valor era de R$4.318,78, chegando a R$7.108,60 em 2013. Variações dessa magnitude, em espaço tão curto de tempo, são bastante improváveis, de modo que podem ser em grande medida fruto de erro amostral. Trata-se de uma categoria com pouquíssimos casos —sendo que em 2013 havia apenas 416 indivíduos dentro desta categoria na amostra da PNAD (sem pesos amostrais)—, e com um desvio-padrão da média de renda que pulou para valores acima de R$15.000,00 em 2012 e 2013. Por essas razões, consideramos pertinente não levar em consideração a variação da média de renda para esta categoria.

Entre as demais categorias, o padrão que se apresenta é de redução leve à moderada das médias de rendimento entre 2002 e 2004 e, a partir daí, uma clara tendência de alta, com intensidade variável.20 Em termos absolutos, conforme exposto no Gráfico 1, as categorias com rendimentos mais elevados são aquelas cujos ganhos foram em geral maiores no período analisado. Por exemplo, enquanto a média de rendimentos dos trabalhadores manuais não qualificados saltou de R$657,88 em 2002 para R$1.011,90 em 2013, entre os profissionais ela foi de R$4.072,71 para R$4.665,26. Entretanto, como veremos a seguir, quando olhamos estas variações em termos proporcionais, parece que foram as categorias inferiores que mais ganharam no período analisado.

O Gráfico 2 traz a média da variação anual percentual dos rendimentos para cada uma das categorias sócio ocupacionais. Todas as categorias, como pode ser constatado, apresentaram médias de variação positiva no período. A intensidade dessa melhora nos rendimentos, no entanto, varia bastante de categoria para categoria. Por exemplo, enquanto o rendimento dos profissionais cresceu, em média, 1,36 por cento ao ano de 2002 até 2013, entre os trabalhadores manuais não qualificados esse crescimento médio anual foi de 4,13 por cento, e de 5,41 por cento entre os trabalhadores rurais. Em termos proporcionais, as categorias sócio ocupacionais que apresentaram variação anual mais baixa em seus rendimentos foram os administradores e gerentes (1,06 por cento), os profissionais (1,36 por cento), os empregados não manuais de rotina (1,87 por cento), os proprietários empregadores e os proprietários conta própria (ambos com 2 por cento). Por outro lado, aqueles que apresentaram maiores cifras foram os trabalhadores rurais (5,41 por cento), os trabalhadores manuais não qualificados (4,13 por cento) e os trabalhadores manuais qualificados (2,48 por cento).21

Gráfico 2 

Média da variação anual dos rendimentos mensais do trabalho principal, por categorias sócio ocupacionais, Brasil, 2002–2013 (%).

Fonte: PNAD, 2002–2013 (IBGE).

Nota: Preços constantes: rendimentos deflacionados pelo INPC para 28 de setembro de 2014.

Destarte, foram as classes que têm na força de trabalho seu principal ativo aquelas que apresentaram maiores ganhos proporcionais de renda no período. Já aquelas categorias cujo ativo mais importante é a propriedade ou, principalmente, as credenciais, apresentaram os menores ganhos proporcionais. Voltaremos a este ponto mais à frente.

Como resultado desses diferenciais nas variações percentuais de renda, já que aquelas categorias com menores médias absolutas foram as que apresentaram os maiores ganhos proporcionais, a desigualdade de rendimentos entre as categorias apresentou uma tendência de queda, conforme pode ser verificado no Gráfico 3. O Gráfico 3 traz as razões das médias de rendimentos para as classes entre os anos de 2002 e 2013, tomando a categoria com menores rendimentos, os empregados rurais, como base. Assim, podemos ver, por exemplo, que enquanto em 2002 a média de renda dos proprietários empregadores era 7,95 vezes maior do que a dos trabalhadores rurais, em 2013 essa cifra ficava em 5,57. Da mesma maneira, se em 2002 os profissionais ganhavam em média 7,60 vezes o que ganhavam os trabalhadores rurais, em 2013 essa razão cai para 4,97.

Gráfico 3 

Razões de médias de rendimentos por categorias sócio ocupacionais, Brasil, 2002–2013.

Fonte: PNAD, 2002–2013 (IBGE).

Nota: Preços constantes: rendimentos deflacionados pelo INPC para 28 de setembro de 2014. Categoria de base: trabalhadores rurais.

As informações fornecidas abaixo, graficamente representadas pela inclinação das retas, indicam uma clara tendência à redução das desigualdades de renda entre os estratos sócio ocupacionais. Obviamente, como a categoria com menores rendimentos, tomada como base, foi aquela que apresentou os maiores ganhos proporcionais, tais resultados já seriam esperados. No entanto, é importante ressaltar que mesmo que usássemos outros estratos inferiores como base, sejam os trabalhadores manuais qualificados ou não qualificados, os resultados seriam similares, já que foi entre estas categorias que verificamos os maiores ganhos proporcionais de rendimento.

Mais uma vez, portanto, ressaltamos o fato de que no período analisado houve redução das desigualdades de rendimento entre as classes que têm na força de trabalho seu principal ativo e aquelas cujo recurso mais importante são as credenciais ou, então, a propriedade. Tais resultados corroboram a ideia de uma continuidade, talvez com maior intensidade, em relação às tendências já presentes nas últimas décadas, conforme a análise anteriormente realizada por Silva (2003).

Mas será que estamos realmente diante de uma redução das desigualdades de renda entre classes, ou será que na verdade este movimento que verificamos pode ser resultado de mudanças na distribuição de renda de acordo com outras variáveis como, por exemplo, região geográfica, idade, cor ou gênero? A fim de testarmos essa hipótese, será necessário trabalharmos com análise multivariada.

Análise multivariada

Nesta seção trabalharemos com modelos de regressão multivariada lineares (ordinary least squares, ou OLS). Nossa variável dependente, a renda, será dividida pelas horas mensais trabalhadas, a fim de controlar os resultados também pela carga horária de trabalho dos indivíduos. Além disso, dadas as características da distribuição de rendimentos, aplicaremos o logaritmo natural para a variável dependente, de modo a melhor adequá-la aos pressupostos da técnica de análise utilizada.22 Desta forma, a variável dependente a ser utilizada é o logaritmo natural da renda mensal do trabalho principal (deflacionada para setembro de 2014) dividida pelo número de horas de trabalho mensal.23

Como pode ser visto na Tabela 3, como variáveis independentes teremos, em primeiro lugar, a experiência de trabalho do indivíduo, calculada a partir da idade subtraída da idade em que o indivíduo começou a trabalhar.24 Trata-se de uma variável de importância reconhecida para este tipo de modelo, conforme estabelecido pela teoria do capital humano e a famosa equação minceriana (Ribeiro 2012; Mincer 1974). Além desta variável, teremos também dummies para gênero e cor, já que, como se sabe, são duas características adscritas que possuem efeitos significativos sobre o rendimento dos indivíduos no Brasil (Santos 2009). Também foi incluído neste modelo um conjunto de dummies para região geográfica, dado que a distribuição de renda no Brasil possui um componente regional bastante importante. Por fim incluímos, é claro, dummies para as classes, estabelecendo como categoria de referência os “trabalhadores manuais não qualificados.”25

Tabela 3

Descrição das variáveis inseridas nos modelos multivariados.

Posição Nome Tipo

Dependente Logaritmo natural da renda mensal do trabalho principal (dividida pelas horas de trabalho mensal) Contínua

Independentes Experiência Contínua
Experiência ao quadrado Contínua
Gênero: Feminino (ref: masculino) Dummy
Cor: Negros (ref: brancos) Dummy
Região 1: Nordeste (ref: Norte) Dummies
Região 2: Sudeste (ref: Norte) Dummies
Região 3: Sul (ref: Norte) Dummies
Região 4: Centro-Oeste (ref: Norte) Dummies
Classe 1: Profissionais (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 2: Adm. e gerentes (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 3: Proprietários emp. (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 4: N. Manuais rotina (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 5: N. Conta-própria (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 6: Trab. manuais qualif. (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 7: Empregadores rurais (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies
Classe 8: Trabalhadores rurais (ref: trab. manuais n. qualif.) Dummies

É preciso, antes de apresentarmos alguns dos resultados, fazermos um breve comentário a respeito da omissão da variável “escolaridade.” Como se sabe, trata-se de um dos mais importantes preditores de rendimentos, e seu uso para este tipo de modelo é bastante comum na bibliografia sobre o tema (Ribeiro 2012). Nossa decisão de não inserir esta variável em nossos modelos, no entanto, está baseada nos objetivos deste texto e, também, em nossa interpretação da relação entre escolaridade e categorias ocupacionais. Não estamos procurando encontrar a variável que tenha maior poder explicativo sobre os rendimentos, mas sim compreender a relação entre classes e renda entre 2002 e 2013, mantendo outras variáveis constantes. Conforme já afirmamos nas seções anteriores, estamos interpretando os diferenciais de escolaridade como parte integrante da estrutura de classes, mensurada a partir das categorias ocupacionais. Inserir uma variável de escolaridade no modelo, portanto, significaria separar os efeitos de classe e escolaridade. Por maiores que fossem os ganhos em termos de poder explicativo, proceder desta maneira prejudicaria nossa interpretação dos resultados.

Rodamos o modelo descrito anteriormente para todos os anos trabalhados, de 2002 a 2013, obtendo os coeficientes apresentados na Tabela 4, relativos ao conjunto de dummies das categorias ocupacionais, para cada um dos anos.

Tabela 4

Regressão linear multivariada para rendimentos: Efeito das categorias sócio ocupacionais e coeficientes de determinação (R2), Brasil, 2002–2013.

Categorias Ano de Referência
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2011 2012 2013

Profissionais 1,68 1,66 1,60 1,57 1,54 1,49 1,54 1,50 1,42 1,39 1,39
Administradores e gerentes 1,25 1,23 1,22 1,22 1,17 1,14 1,11 1,07 1,03 0,99 0,98
Proprietários empregadores 1,22 1,20 1,20 1,18 1,18 1,15 1,15 1,12 1,06 1,01 1,04
Empregados n. manuais rotina 0,68 0,67 0,66 0,63 0,62 0,60 0,62 0,61 0,51 0,50 0,47
Proprietários conta-própria 0,27 0,27 0,27 0,28 0,28 0,32 0,26 0,24 0,24 0,22 0,20
Trabalhadores manuais qualif. 0,28 0,28 0,28 0,28 0,27 0,27 0,25 0,24 0,20 0,18 0,17
Empregadores rurais 1,06 0,85 0,81 0,82 0,79 0,73 0,75 0,81 0,68 0,75 0,92
Trabalhadores rurais –0,47 –0,44 –0,40 –0,42 –0,43 –0,37 –0,38 –0,40 –0,42 –0,43 –0,44
Coef. de determinação (R²) 0,439 0,428 0,420 0,417 0,412 0,383 0,404 0,409 0,339 0,345 0,332
N. 148.564 148.554 154.099 160.261 163.090 160.565 160.944 164.385 145.042 149.728 148.189

Fonte: PNAD, 2002–2013 (IBGE).

Nota: Logaritmo natural da renda mensal do trabalho dividida pela carga horária mensal (preços constantes, INPC). Todos os coeficientes são significativos ao nível de p < 0,001. Categoria de base: trabalhadores manuais não qualificados.

É possível notar, em primeiro lugar, que mesmo controlando pelas demais variáveis inseridas no modelo, a hierarquia de rendimentos entre as classes se mantém. Todas elas, com exceção dos trabalhadores rurais, apresentaram coeficientes positivos, indicando, portanto, que tendem a obter rendimentos superiores aos trabalhadores manuais não qualificados. Também notamos que tais coeficientes assumem valores mais altos para os profissionais, administradores e gerentes e proprietários empregadores; ou seja, são estas as classes que apresentam maior vantagem de renda sobre a categoria de referência.

Mais importante do que os resultados comentados acima, no entanto, é a constatação de uma clara tendência de redução dos coeficientes, entre os anos de 2002 e 2013, para quase todas as classes, indicando assim um encurtamento das distâncias entre estas e os trabalhadores manuais não qualificados, em termos de rendimentos. Essa tendência parece, inclusive, mais acentuada para os profissionais, administradores e gerentes e proprietários empregadores, cujas médias de renda se encontram num patamar mais elevado. Os coeficientes apresentados na Tabela 4, no entanto, são de difícil interpretação, dado que nossa variável dependente é o logaritmo natural dos rendimentos. Felizmente, basta aplicarmos uma simples fórmula [(Exp(b) – 1) × 100] a fim de obtermos uma leitura mais clara dos mesmos, em forma de percentuais.

Para o Gráfico 4, então, transformamos os valores dos coeficientes em termos percentuais, facilitando sua interpretação. Além disso, é possível verificar também o intervalo de confiança (95 por cento) para os coeficientes em cada um dos anos, representados pelas marcações (chaves) em preto. Assim, podemos obter um maior grau de certeza sobre nossas interpretações a respeito do comportamento desses coeficientes entre 2002 e 2013.

Gráfico 4 

Regressão linear multivariada para rendimentos: [(Exp(b) – 1) × 100] das categorias sócio ocupacionais, Brasil, 2002–2013.

Fonte: PNAD, 2002–2013 (IBGE).

Nota: Logaritmo natural da renda mensal do trabalho dividida pela carga horária mensal (preços constantes, INPC). [Exp(b) – 1] × 100. Categoria de base: trabalhadores manuais não qualificados.

Vemos que mesmo mantendo constantes as demais variáveis inseridas no modelo, importantes movimentos podem ser identificados, que vão na mesma direção daqueles anteriormente constatados por meio de estatísticas descritivas. A vantagem de categorias como os empregados não manuais de rotina, os proprietários empregadores, os administradores e gerentes e os profissionais, em relação aos trabalhadores manuais não qualificados, apresenta tendência de queda, o que pode ser constatado pela inclinação descendente das respectivas linhas. No caso dos empregadores rurais, como pode ser visto, os intervalos de confiança são muito extensos, de modo que não podemos fazer afirmações mais sólidas sobre suas tendências.

As categorias de trabalhadores e conta própria, por sua vez, apresentam comportamento distinto daquelas anteriormente citadas. Tanto no caso dos trabalhadores manuais qualificados, quanto para os proprietários conta própria ou trabalhadores rurais, não podemos verificar qualquer movimento mais claro na relação de seus rendimentos com o dos trabalhadores manuais não qualificados.

A interpretação mais geral que podemos fazer, a partir do Gráfico 4, é a de que mesmo quando mantemos outras importantes variáveis constantes, verificamos uma tendência de diminuição das desigualdades de renda entre as classes. Mais do que isso, é possível constatar que houve uma redução, em termos de rendimentos do trabalho, na vantagem de categorias como profissionais, administradores e gerentes, e proprietários empregadores, sobre as categorias de trabalhadores de um modo geral. Por exemplo, se no ano de 2002 indivíduos na categoria de profissionais tendiam a possuir rendimento 437 por cento maior do que aquele auferido por trabalhadores manuais não qualificados, em 2013 essa cifra se encontrava em 299 por cento.26 Já no caso dos administradores e gerentes, sua vantagem sobre os trabalhadores manuais não qualificados caiu de 249 por cento para 167 por cento. Finalmente, para os proprietários empregadores estas cifras ficaram em 239 por cento no ano de 2002, e 182 por cento em 2013.

Destarte, em termos relativos as classes que apresentaram maiores ganhos de renda (rendimentos do trabalho) foram aquelas que têm na força de trabalho seu principal ativo, como os trabalhadores manuais não qualificados, os trabalhadores manuais qualificados e os trabalhadores rurais. Por outro lado, também em termos proporcionais, os menores ganhos foram daquelas classes que têm como principais ativos as credenciais e/ou a propriedade. Como resultado, constatamos então uma tendência à redução das desigualdades entre estas categorias.

Conclusões

Análises recentes sobre a desigualdade de rendimentos no Brasil destacaram a queda nos valores de coeficientes como o Gini, ou então a expansão das camadas intermediárias da distribuição de renda. Uma das interpretações mais importantes foi, nesse sentido, a do crescimento da classe média brasileira. No entanto, conforme já mencionamos no início deste artigo, há diferentes maneiras através das quais podemos analisar as desigualdades; e abordagens distintas podem nos levar a conclusões diversas (Goldthorpe 2009; Wright 2005).

Neste trabalho estivemos interessados em abordar as desigualdades a partir de uma perspectiva que fosse além da distribuição de rendimentos entre indivíduos, permitindo então a análise dos padrões de desigualdades entre categorias socialmente relevantes, o que tem sido chamado de “desigualdades duráveis” (Tilly 1999). Com esse objetivo, procuramos analisar a distribuição de rendimentos entre grupos sócio ocupacionais, tomando-os como proxies de classes.

Diferenciamos as categorias utilizadas a partir da ideia de ativos, ou seja, recursos utilizados a fim de disputar bens escassos, e definimos as classes enquanto agregados de indivíduos que utilizam e dependem de ativos semelhantes para sua reprodução. Indicamos então, com base na bibliografia sobre o tema, a presença de três recursos principais, característicos das sociedades modernas: propriedade, credenciais e habilidades, e força de trabalho. O último destes recursos seria aquele típico das classes trabalhadoras, o anterior caracterizaria as classes médias, e o primeiro definiria as classes médio-altas.

Finalmente, por meio de análises empíricas utilizando dados para a população brasileira entre os anos de 2002 e 2013, verificamos, em primeiro lugar, que houve aumento absoluto de rendimentos para todas as categorias. No entanto, apesar de todas as classes terem sido beneficiadas por este aumento de renda, em termos proporcionais as categorias que apresentaram maiores incrementos em seus rendimentos foram aquelas cujo principal ativo se encontra na força de trabalho, como os trabalhadores manuais qualificados, trabalhadores manuais não qualificados e trabalhadores rurais. Por outro lado, as classes que tiveram menores ganhos proporcionais foram aquelas que têm nas credenciais/habilidades e/ou propriedade, seus principais ativos, como os profissionais, os proprietários empregadores e os administradores e gerentes.

Portanto, ao adotar uma abordagem distinta daquela que vinha normalmente sendo empregada para analisar a recente queda nas desigualdades de renda no Brasil, chegamos a uma conclusão bastante diferente da que afirmava estarmos diante do crescimento da classe média brasileira. Na verdade, os dados apresentados neste trabalho dão suporte à ideia de redução das desigualdades entre as classes, de modo que entre 2002 e 2013 as classes trabalhadoras apresentaram os maiores ganhos, e as classes médias tiveram os menores ganhos proporcionais de renda.

O Brasil é, reconhecidamente, um país marcado pelas desigualdades sociais, e enfrentá-las tem sido uma das tarefas mais desafiadoras de nossa sociedade. Os resultados apresentados, no entanto, indicam uma tendência de queda quase constante no período analisado. Quanto às possíveis causas que poderiam explicar estes resultados, destacamos a valorização do salário mínimo, a redução da taxa de desocupação e o aumento do nível de escolaridade da população. Testar os efeitos de cada um desses componentes, no entanto, será nossa tarefa em trabalhos posteriores. Também procuraremos, futuramente, expandir o recorte cronológico das análises, incorporando os dados da década de 1990, buscando relacionar possíveis variações nestes movimentos com o contexto político e econômico do país.

Além disso, em análises subsequentes será interessante incorporarmos dados referentes aos anos seguintes. Diante do atual esgotamento do ciclo econômico e político que sustentou o movimento observado de redução das desigualdades, é possível que desde então as tendências aqui observadas tenham sido interrompidas, ou até revertidas.

Assim, em vez crescimento da classe média, no presente trabalho constatamos uma redução das desigualdades entre esta e a classe trabalhadora. Na verdade, em vez de encontrarmos uma classe média fortalecida, verificamos que as categorias que têm nas credenciais ou propriedade (pequena ou média) seu principal ativo, típicas da classe média, tiveram sua vantagem sobre as classes trabalhadoras reduzida; estas últimas, por sua vez, apresentaram ganhos substantivos em seus rendimentos. Com efeito, estamos alinhados com a interpretação de Pochmann (2012) e a ideia do fortalecimento das classes populares assentadas no trabalho.

A abordagem aqui utilizada, portanto, mostra que a fim de compreendermos as recentes transformações pelas quais a sociedade brasileira passou recentemente, a ideia de uma redução da desigualdade de renda entre classes talvez seja mais adequada do que a famigerada noção de nova classe média.