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Classe Social e Deslocamentos de Renda no BrasilClasse Social e Deslocamentos de Renda no Brasil 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 capitadiminuiu 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 capitade 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 statusocupacional 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 statussocial (Myles_e_Myles,_2007; Kenworthy,_2007:584-587).

A longa tradição de pesquisa da distância média de recompensas entre grupos de statustem 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 proxypara 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 versus40,5% 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 níveisde 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 statusdos 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 statusdo 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 (proxypara 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 População Renda/População Classe =============================== ============================= 1992 2002 2011 1992 2002 2011 Capitalista e 0,54 0,58 0,58 6,48 6,24 5,76 fazendeiro Especialista 0,58 1,12 1,26 3,98 3,69 2,89 autônomo Gerente 2,25 2,79 2,47 3,10 2,85 2,56 Empregado 2,52 3,57 5,07 3,55 3,22 2,64 especialista Pequeno 3,74 4,00 2,93 2,49 2,59 2,20 empregador Autônomo com 6,78 7,46 7,22 1,41 1,22 1,17 ativos Autônomo agrícol5,31 4,32 3,13 0,51 0,47 0,57 Empregado 3,95 7,33 7,72 1,71 1,33 1,18 qualificado Supervisor 1,68 1,77 1,43 2,29 1,40 1,55 Trabalhador 37,00 33,90 39,46 0,91 0,76 0,76 típico Trabalhador 14,24 11,81 10,01 0,37 0,38 0,48 elementar Autônomo precári10,46 10,78 9,55 0,64 0,58 0,67 Empregado 7,97 8,74 7,78 0,30 0,35 0,40 doméstico Agrícola precári2,98 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 Mediana em R$ de 2011 Desvio % da Mediana Total Classe =============================== ================================= 1992 2002 2011 1992 2002 2011 Capitalista e 4300 4615 5000 599,2 712,5 525,0 fazendeiro Especialista 3440 3373 3000 459,3 493,8 275,0 autônomo Gerente 1978 1953 2100 338,0 243,8 162,5 Empregado 2694 2485 2300 338,0 337,5 187,5 especialista (Topo (2580) (2627) (2500) (319,5) (362,5) (212,5) privilegiado) Pequeno 1720 1775 2000 179,7 212,5 150,0 empregador Autônomo com 1032 888 1000 67,8 56,3 25,0 ativos Autônomo 430 355 450 -30,1 -37,5 -43,8 agrícola Empregado 1376 1065 1200 123,7 87,5 50,0 qualificado Supervisor 1892 1065 1500 207,6 87,5 87,5 Trabalhador 692 639 800 12,5 13,5 0,0 típico Trabalhador 447 355 545 -27,3 -37,5 -31,9 elementar Autônomo 464 426 600 -24,6 -25,0 -25,0 precário Empregado 275 355 545 -55,3 -37,5 -31,9 doméstico Agrícola 249 178 200 -59,5 -68,7 -75,0 precário (Base (430) (355) (545) (-30,1) (-37,5) (-31,9) destituída) Mediana Total 615 568 800       Fonte: IBGE. PNADs 1992 e 2011 - Microdados. Brasil, sem Norte rural, exceto Tocantins. Desvio: (Cat.-Total) /Total.