Dimensões Estruturais das Ocupações e Determinação da Renda no Brasil 1

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1 Dimensões Estruturais das Ocupações e Determinação da Renda no Brasil 1 Jorge Alexandre Neves Departamento de Ciências Administrativas Universidade Federal de Pernambuco Resumo O artigo se centra na análise das mudanças nos efeitos das variáveis estruturais associadas à posição ocupacional sobre a renda individual no Brasil, em um período que vai do início dos anos 1970 à segunda metade dos anos Entre as dimensões estruturais consideradas estão as seguintes dicotomias: ocupações urbanas X rurais; ocupações manuais X não-manuais; ocupações gerenciais X operacionais; autônomos X nãoautônomos; empregadores X não-empregadores; situação ocupacional formal X informal. As variáveis de controle incluem fatores de capital humano, variáveis de origem sócioeconômica, gênero, região e status sócio-econômico da ocupação. A variável resposta é o logaritmo natural da renda individual dos indivíduos economicamente ativos. A partir da análise de dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio (PNAD) de 1973, 1988 e 1996, são observadas e analisadas a partir de modelos estatísticos multivariados as mudanças nos diferenciais de renda associados às dicotomias estruturais sugeridas para o estudo. Observa-se que transformações estruturais de grande relevância para a análise do mercado de trabalho e dos processos de estratificação social como, por exemplo, a expansão da economia informal têm tido grande impacto de transformação na estrutura de determinação da renda individual no Brasil. Deve ser também ressaltada a grande relevância do papel das dimensões estruturais da ocupação na determinação da renda 1 Versão preliminar. 1

2 individual, para todas as amostras, mesmo quando se mantém sob controle um grande conjunto de variáveis. Introdução Os estudos sobre estratificação social e mercado de trabalho têm se dividido fundamentalmente entre abordagens centradas em aspectos individuais (em particular a teoria neoclássica do mercado de trabalho e a teoria do capital humano, na Economia, e alguns representantes da teoria da alocação de status, na Sociologia) e abordagens centradas em variáveis estruturais (como a teoria institucionalista e a teoria da segmentação do mercado de trabalho, na Economia, e o neoestruturalismo, a teoria de classes e alguns representantes da teoria da alocação de status, na Sociologia). Outros estudos têm ainda tentado demonstrar a complementariedade teórica e empírica entre as diferentes abordagens. Na verdade, tendo a acreditar que estudiosos do processo de alocação de status que desprezam o papel teórico de abordagens estruturais (ver, por exemplo, Hauser, Warren e Huang, 2000) cometem, na realidade, um grande equívoco ao não perceberem que suas variáveis centrais, tais como o status sócio-econômico das ocupações, representam dimensões estruturais do processo de estratificação. Tal paradoxo não se revela, contudo, na teoria neoclássica do mercado de trabalho e na teoria do capital humano, dado que as variáveis centrais de suas análises referem-se a aspectos fundamentalmente individuais. A importância da estrutura ocupacional para o entendimento tanto do processo de estratificação social quanto do funcionamento do mercado de trabalho foi ressaltado já de longa data por sociólogos e economistas. Thurow (1975) demonstrou como a distribuição 2

3 do capital humano era insuficiente para entender a distribuição da renda. Para ele, é a estrutura de posições ocupacionais existente que desempenharia o principal papel na determinação da distribuição de renda. Da mesma forma, desde antes do trabalho original de Blau e Duncan (1967), os sociólogos têm colocado a estrutura ocupacional como categoria central tanto para a estratificação social quanto para a sociologia do trabalho. O presente trabalho busca demonstrar que a estrutura ocupacional no Brasil tanto quando observada apenas a partir da variável status ocupacional, quanto quando representada pelo status ocupacional e um conjunto de variáveis categóricas que representam diferentes dimensões estruturais da ocupação desempenha papel central na determinação da renda oriunda do trabalho, bem como que importantes variações têm sido observadas nos efeitos dessas variáveis sobre a renda. Problema de Pesquisa e Abordagem Teórica Desde o início do século XX até a década de 1980, o Brasil vivenciou um processo mais ou menos linear de Industrialização por Substituição de Importações (ISI), com características bastante marcantes. A ISI no Brasil foi marcada por um acelerado processo de urbanização, bem como uma crescente segmentação econômica, que, associada a outros fatores, gerou um aumento na desigualdade de renda. Aqueles que conseguiam empregos nas modernas empresas industriais e de serviços ou mesmo em atividades rurais associadas aos emergentes complexos agro-industriais (ver Neves, 1997) conseguiam usufruir forma mais expressiva dos crescentes níveis de produtividade, gerados, entre outros fatores, pelo avanço tecnológico. Por outro lado, aqueles que ficaram condenados a posições ocupacionais em atividades de baixa produtividade, baixa densidade tecnológica e 3

4 alta rotatividade da mão-de-obra, ou em atividades rurais de caráter de subsistência, tiveram que se contentar com níveis de renda bem inferiores. Ou seja, a ISI no Brasil gerou de fato um grupo que se beneficiou significativamente do processo que muitos denominaram de modernização conservadora, ao passo que um segundo grupo ainda mais expressivo teve que se contentar com as migalhas da riqueza que era gerada 2. A partir da década de 1990, todavia, o Brasil é atingindo pelos novos ventos do modelo neoliberal do chamado Consenso de Washington, que vem acompanhado por um intenso processo de reestruturação econômica marcado por abertura do mercado interno, desregulamentação e flexibilização (ver Cardoso, 2000). Este processo de intensa transformação econômica se observou em boa parte do mundo e trouxe consigo conseqüências tanto positivas quanto negativas (ver Gallie et. al., 1998). Mais uma vez, alguns membros da População Economicamente Ativa (PEA) se beneficiaram mais com o novo processo de transformação econômica. Pryor e Schaffer (1999), por exemplo, mostram que, no o caso dos E.U.A., os maiores beneficiados foram aqueles que se encontravam ocupados nos setores de alta tecnologia e de serviços de saúde. O processo de reestruturação produtiva foi acompanhado por transformações tais como o downsizing e a reengenharia (ver, entre outros, Gee et. al., 1996; Gallie et. al., 1998; Cardoso, 2000). Estas mudanças levaram a uma acelerada destruição de posições ocupacionais em cargos de supervisão e gerência, bem como em cargos fortemente atingidos pelo desenvolvimento das novas tecnologias de informática, telecomunicações e microeletrônica de modo geral. 2 Tal afirmação não implica em dizer que aqueles que foram alijados do processo se defrontaram com piora de seu nível de renda. Na verdade, há evidências suficientes para se concluir que embora a desigualdade tenha se elevado, durante a ISI no Brasil, a pobreza se reduziu de forma significativa. 4

5 Nos países capitalistas centrais, a reestruturação dos anos recentes gerou um processo de precarização do trabalho marcado por maior insegurança no emprego, maiores taxas de desemprego (de modo geral), desemprego de longo prazo, maior desigualdade salarial e uma maior proporção da mão-de-obra com empregos tempo parcial (ver Gallie et. al., 1998; Cardoso, 2000). No caso dos países semi-periféricos em particular na América Latina a principal conseqüência do processo de reestruturação tem sido o crescimento do mercado de trabalho informal, marcadamente pelo aumento do número absoluto e relativo de membros da PEA ocupados como empregados sem contrato formal de trabalho ou como trabalhadores autônomos (ver, entre outros, Tardanico e Larín, 1997; Cardoso, 2000). No caso do Brasil, por exemplo, desde a segunda metade da década de 1990, mais de 53% da PEA encontra-se em uma das duas categorias referidas logo acima 3. Ao mesmo tempo em que se observa um processo de precarização do trabalho com a reestruturação produtiva, se evidencia também uma tendência por parte das empresas de exigir níveis mais elevados de escolaridade. Alguns pesquisadores derivam de tal evidência a hipótese de que o processo de flexibilização do trabalho levaria necessariamente a uma elevação da taxa de retorno salarial da educação (ver, entre outros, Gee et. al., 1996; Pryor e Schaffer, 1999; Murnane e Levy, 1996;.Murnane, Willet e Levy, 1995). Os argumentos teóricos apresentados acima e as hipóteses deles resultantes serão testados empiricamente mais adiante. 3 Este é o percentual encontrado, por exemplo, na subamostra da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio (PNAD) de 1996, que será analisada adiante. 5

6 Metodologia - Dados Os dados empíricos que serão analisados vêm da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) de 1973, 1988 e Os microdados da PNAD originam-se de amostras estratificadas por conglomerados selecionados em estágios múltiplos. Como algumas análises (Hasenbalg e Valle Silva, 1991; Mare, 1980) já demonstraram, não se deve utilizar este tipo de amostragem como se fossem amostras aleatórias simples. Goldberger e Cain (1982) alertam para que estas amostras tendem a subestimar o erro padrão dos estimadores. Em função disto, eles recomendam que se use um coeficiente p < 0,003 em análises estatísticas baseadas neste tipo de amostra. Esta estratégia é amplamente aplicada (Gamoran, 1987) e será também adotada na análise estatística que virá adiante. Aqui serão utilizadas subamostras com os entrevistados que se encontravam ocupados no momento da pesquisa. - Modelos e Variáveis Serão estimados Modelos de Regressão de Mínimos Quadrados Ordinários (MQO). A variável dependente será o logaritmo natural da renda individual oriunda do trabalho [Ln(Y)], que será regressada sobre um vetor de variáveis independentes (X i ). A forma geral dos modelos estimados é a seguinte: Ln(Y) = + i X i + O primeiro modelo contará com as seguintes variáveis independentes: anos de escolaridade bem sucedidos; sexo (categórica dicotômica, dummy, na qual sexo masculino = 1); status ocupacional (índice sócio-econômico das ocupações de Nelson do Valle Silva, 6

7 que varia entre 0 e 100); status ocupacional do pai (o mesmo índice da variável anterior); experiência (em anos); experiência elevada ao quadrado. O segundo modelo incluirá ainda um conjunto de seis variáveis categóricas dicotômicas (dummy), a saber: ocupações urbanas; ocupações qualificadas; trabalho protegido (carteira assinada ou contribuição previdenciária); ocupação gerencial; autônomos; empregadores (para as últimas duas o grupo de referência será o de empregados). Resultados e Conclusões Os resultados dos modelos de regressão estimados indicam o seguinte: 1- Tanto a Tabela 1 quanto a Tabela 2 mostram que o retorno pecuniário (em termos de renda do trabalho) da escolaridade não se elevou com o processo de flexibilização dos anos Ao contrário! Na Tabela 1 observa-se uma taxa de retorno da escolaridade da ordem de 8,1%, ao passo que em 1973 ela era de 10,6% e em 1988 de 13,4%. Resultados semelhantes quanto à comparação das três amostras podem ser vistos na Tabela Tanto a Tabela 1 quanto a Tabela 2 indicam que o efeito do status ocupacional é significativamente maior em 1996 do que nas amostras anteriores (as diferenças entre os efeitos de 1996 e os das outras duas amostras são sempre significativas, com t > 3,00). Tal resultado indica um aumento da importância da estrutura ocupacional sobre a renda, ao passo que a escolaridade perdeu importância em termos relativos, como pode ser visto acima. Este achado põe em dúvida a atual 7

8 política nacional de geração de renda, fortemente focada apenas no lado da oferta, buscando a elevação da qualificação da mão-de-obra A Tabela 2 revela uma clara tendência de redução do diferencial de renda do trabalho entre as ocupações urbanas e rurais. Tal resultado é provavelmente conseqüência de dois fenômenos paralelos no tempo. Em primeiro lugar, o setor agropecuário no Brasil tem conseguido manter uma dinâmica de crescimento tanto da produção quanto da produtividade, mesmo nos momentos de maiores dificuldades enfrentados pela economia brasileira (ver, Neves, 1997), e isso foi verdade também para os anos Por outro lado, o processo de modernização tecnológica da agropecuária brasileira forçou a migração de enormes contingentes de mão-de-obra para as cidades, indivíduos com baixos níveis de qualificação que se empregaram de forma precária no meio urbano. Este rápido processo de urbanização, associado à reestruturação produtiva, gerou um enorme contingente de trabalhadores ocupados de forma precária em áreas urbanas. 4- A Tabela 2 mostra também que o diferencial de renda das ocupações qualificadas, que sofreu forte elevação em 1988 em comparação a 1973, voltou a cair em O mesmo fenômeno se observa para o diferencial de renda das ocupações gerenciais. Tais resultados podem ser um indicador dos efeitos do processo da reestruturação produtiva dos anos 1990 (downsizing, reengenharia, etc). 5- A mesma Tabela 2 mostra ainda que o diferencial de renda dos que encontram-se ocupados sob a proteção legal em função de terem carteira assinada ou contribuírem para a previdência, que se elevou em 1988 quando em comparação com 1973, 4 Não se está aqui querendo dizer que a qualificação da mão-de-obra não é necessária, mas apenas que ela não é suficiente como política de geração de renda. 8

9 sofreu uma redução em 1996 em comparação com Tal resultado já havia sido observado nas pesquisas do DIEESE e do IBGE. A redução do diferencial de salário entre os empregados com e sem carteira assinada a partir dos anos 1990, se deu em função tanto de uma tendência inicial de elevação da remuneração dos últimos quanto de uma clara tendência de redução da remuneração do primeiro grupo. 6- Curiosamente, ao passo que os autônomos apresentaram uma clara tendência de melhora relativa da renda quando em comparação com o grupo de referência, qual seja, os empregados os empregadores sofreram uma queda relativa, em Tal resultado pode ser coerente com a expectativa de que o processo de flexibilização cria oportunidades para o empreendimento individual, por ser mais ágil no atendimento de demandas de mercado mais segmentadas. Todavia, é também possível que tal resultado seja conseqüência apenas dos efeitos iniciais do plano real que possibilitou uma elevação temporária da renda dos prestadores de serviço. Referências BLAU, P. e DUNCAN, O. The American Occupational Strucutre. Nova Iorque: John Wiley & Son, CARDOSO, A. Trabalhar, Verbo Transitivo: Destinos Profissionais dos Deserdados da Indústria Automobilística. Rio de Janeiro: Editora FGV, GALLIE, D. et. al. Restructuring the Employment Relationship. Oxford: Oxford University Press,

10 GEE, J. et. al. The New Work Order: Behind the Language of the New Capitalism. Sidnei: Westview Press, HAUSER, R.; WARREN, J. e HUANG, M. Ocupational Status, Education, and Social Mobility in the Meritocracy. In: K. Arrow, S. Bowles e S. Durlauf (orgs.) Meritocracy and Economic Inequality. Princeton: Princeton University Press, MURNANE, R. e LEVY, F. Teaching the New Basic Skills: Principles for Educating Children to Thrive in a Changing Economy. Nova Iorque: Martin Kessler Books/The Free Press, MURNANE, R.; WILLET, J. e LEVY, F. The Growing Importance of Cognitive Skills in Wage Determination. Review of Economics and Statistics 77, No. 3: pp NEVES, J. Human Capital, Social Classes, and the Earnings Determination Process e Brazilian Agriculture: 1973, 1982, and Madison-WI: University of Wisconsin- Madison (tese de Ph.D.), PRYOR, F. e SCHAFFER, D. Who is not Working and Why: Employment, Cognitive Skills, Wages, and the Changing U.S. Labor Market. Cambridge: Cambridge University Press, TARDANICO, R. e LARÍN, R (orgs.). Global Restructuring, Employment, and Social Inequality in Urban Latin America. Miami: North-South Center Press at the University of Miami,

11 THUROW, L. Generating Inequality. Nova Iorque: Basic Books,

12 Tabela 1: Coeficientes de Regressão Não-padronizados para o Modelo Contendo Apenas o Status Ocupacional - Brasil, 1973, 1988 e Variáveis Anos de Escolaridade b 0,1010 0,1260 0,0779 % 10, ,4282 8,1015 t 70, , ,1900 Sexo (masculino = 1) b 0,6080 0,8370 0,4930 % 83, , ,7221 t 74, , ,8390 Status Ocupacional b 0,0256 0,0196 0,0286 % 2,5930 1,9793 2,9013 t 61, , ,5860 Status Ocupacional do Pai b 0,0059 0,0068 0,0055 % 0,5917 0,6823 0,5515 t 11, , ,1870 Experiência b 0,0052 0,0048 0,0065 % 0,5213 0,4811 0,6521 t 20, , ,6050 Experiência 2 b -0,0003-0,0001-0,0002 % -0,0300-0,0055-0,0150 t -6, , ,8970 n R 2 0,4750 0,4960 0,5260 R 2 ajustado 0,4750 0,4960 0,5260 Constante 4,9800 9,0660 3,5630 Nota: Variável dependente Logaritmo Natural da Renda Individual. 12

13 Tabela 2: Coeficientes de Regressão Não-padronizados para o Modelo Contendo Todas as Variáveis- Brasil, 1973, 1988 e Variáveis Anos de Escolaridade b 0,0758 0,1020 0,0738 % 7, ,7383 7,6591 t 36, , ,3230 Sexo (masculino = 1) b 0,5994 0,7600 0,5270 % 82, , ,3843 t 45, , ,5050 Status Ocupacional b 0,0136 0,0145 0,0229 % 1,3668 1,4555 2,3164 t 20, , ,2470 Status Ocupacional do Pai b 0,0050 0,0070 0,0053 % 0,5030 0,7063 0,5314 t 7, , ,4150 Experiência b 0,0053 0,0069 0,0051 % 0,5342 0,6962 0,5113 t 11, , ,2150 Experiência 2 b -0,0005-0,0004-0,0001 % -0,0517-0,0446-0,0140 t -16, , ,4600 Ocupações Urbanas b 0,1618 0,0866 0,0397 % 17,5610 9,0450 4,0499 t 5,0410 6,6080 4,4450 Ocupações Qualificadas b 0,0362 0,1360 0,0482 % 3, ,5682 4,9381 t 3, ,2430 6,3780 Trabalho Protegido b 0,2049 0,4890 0,3500 % 22, , ,9068 t 16, , ,9440 Ocupação Gerencial b 0,1727 0,3340 0,0737 % 18, ,6543 7,6481 t 3, ,5610 8,5850 Autônomos b -0,1614 0,1290 0,1960 % -14, , ,6527 t -1, , ,3990 Empregadores b 0,5775 0,5730 0,3880 % 78, , ,4030 t 35, , ,3320 n R 2 0,6020 0,4120 0,5450 R 2 ajustado 0,6010 0,4120 0,5450 Constante 5,0480 8,9020 3,4690 Nota: Variável dependente Logaritmo Natural da Renda Individual. 13