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Estrutura de Classes, Educação e Queda da Desigualdade de Renda (2002-2011)

INTRODUÇÃO A queda da desigualdade de renda per capita é um dos fenômenos mais estudados da última década no Brasil, com alguns consensos bem estabelecidos. Um dos mais importantes diz respeito às causas desse fenômeno: se, por um lado, a expansão das transferências públicas, como as do Programa Bolsa Família e do Benefício de Prestação Continuada, desempenhou um papel relevante, por outro, não há dúvidas de que o mercado de trabalho foi o principal fator por trás da queda da desigualdade (Soares, 2006; Barros, Franco e Mendonça, 2007a; Hoffmann, 2007).

Há argumentos de diversos tipos para explicar por que o mercado de trabalho tornou-se menos desigual, desde investigações sobre a relativa homogeneização da composição etária da população e, portanto, diminuição dos retornos para a experiência (Barros et al., 2007) até análises de mudanças na segmentação setorial e espacial no Brasil (Ferreira et al., 2006; Barros, Franco e Mendonça, 2007b). No entanto, maior peso costuma ser dado às mudanças na composição educacional e nos retornos à educação da força de trabalho como grandes causas dessa queda recente (Menezes-Filho, Fernandes e Picchetti, 2006; Barros, Franco e Mendonça, 2007a).

O propósito deste texto é saber em que medida um ponto de vista tipicamente sociológico - da análise de classes - ajuda a iluminar o fenômeno e como ele se relaciona com os fatos já estabelecidos pela literatura da área. Mais especificamente, o artigo tem como objetivo investigar como mudou a estrutura de classes nesses últimos anos, o quanto da queda da desigualdade ela é capaz de explicar - tanto de uma perspectiva estática quanto dinâmica - e como tais mudanças se relacionam com os efeitos identificados da educação na desigualdade. Afinal, uma maior oferta de trabalhadores mais educados pode ensejar uma série de fenômenos distintos que colaborariam para a queda da desigualdade, como mudanças nos tamanhos relativos das classes, compressão salarial dentro de cada classe ou mudanças nos salários médios relativos entre classes.

Para isso, o texto está organizado da seguinte maneira: além da presente Introdução, a segunda seção trata de aspectos gerais da ligação entre classe, educação e a estrutura da desigualdade; a terceira define a tipologia de classes utilizadas e esclarece a metodologia empregada nas decomposições; a quarta seção documenta as principais mudanças no mercado de trabalho brasileiro entre 2002 e 2011; a quinta apresenta decomposições univariadas estáticas e dinâmicas da desigualdade tal como medida pelo GE(0); a sexta seção traz as decomposições multivariadas via regressão a partir da abordagem de Fields (2003); a sétima e última seção reúne nossas principais conclusões.

A ESTRUTURA DA DESIGUALDADE: CLASSE E EDUCAÇÃO Grosso modo, duas perspectivas teóricas são tradicionalmente acionadas na investigação da desigualdade de renda no mercado de trabalho. A primeira dá destaque às características da oferta de trabalho, com a motivação básica de compreender a relação entre educação, experiência e renda. A segunda tem como foco principal a relação entre a estrutura de classes e a desigualdade.

Tipicamente, essas perspectivas coincidem com divisões disciplinares, sendo a primeira mais comum entre economistas e a segunda entre sociólogos, apesar de haver uma relativa sobreposição entre os debates.

Normalmente, do ponto de vista da sociologia, a principal objeção ao primeiro tipo de explicação está no foco excessivo dado pelas análises empíricas às características individuais da oferta da mão de obra, em detrimento de aspectos estruturais (Sorensen, 1996). Assim, a forma privilegiada de alcançar essa dimensão seria através da atenção à dimensão ocupacional ou da análise de classes. Instituições do mercado de trabalho e da demanda pelo trabalho seriam fundamentais para compreender os diferenciais de rendimento.

Nesta perspectiva, algumas ocupações ou classes, menos especializadas e mais abertas à substituição de trabalhadores, seriam menos protegidas e mais sujeitas às flutuações ligadas à composição da oferta de trabalho. Outras, devido às suas próprias idiossincrasias (complexidade das tarefas, interdependência na cadeia produtiva, entre outras), têm outro tipo de dinâmica, mais fechada (Parkin, 1979; Sorensen e Kalleberg, 1981; Goldthorpe, 2000). É a atenção a esse tipo de características um dos pontos centrais dos trabalhos ligados à análise de classes, em seus esforços para agrupar as ocupações em tipologias, independente dos princípios analíticos adotados - tipo de contrato de trabalho, no caso neoweberiano, e relação com meios de produção e exploração, no caso neomarxista (Breen e Rottman, 1995; Wright, 2000; Goldthorpe, 2000).

Mas como a estrutura de classes se ligaria a mudanças na tendência da desigualdade de renda? Há três tipos de processos possíveis. Primeiro, pode haver mudanças estruturais no mercado de trabalho que levariam a uma nova composição de classes em termos de tamanhos relativos, ou seja, um efeito de alocação da força de trabalho. Segundo, pode haver mudanças nas médias relativas dos salários entre classes, seja por restrições políticas, como em parte ocorreu no Brasil dos anos 1960 e 1970 (Hoffmann e Duarte, 1972; Hoffmann, 1973), seja por outros fatores, como flutuações na demanda por trabalho, ações de licenciamento, certificação ou outras (Grusky e Sorensen, 1998; Weeden, 2002). Terceiro, pode haver mudanças na desigualdade intraclasses, causadas, por exemplo, por mudanças na remuneração de outras características, que dizem respeito, por exemplo, aos arranjos institucionais que regulam o mercado de trabalho; a diferenças entre setores heterogêneos, entre outras. Neste artigo, tentaremos ponderar entre esses três diferentes mecanismos e sua importância na tendência da desigualdade de renda no Brasil entre 2002 e 2011.

CLASSIFICAÇÕES E MÉTODOS DE DECOMPOSIÇÃO a) Tipologia de Classes Neste estudo, a estrutura de classes brasileira será entendida a partir da tipologia formulada por Santos (2005), que é inspirada no esquema neomarxista de Erik Olin Wright. Em Wright, a distribuição desigual de poderes e direitos sobre os recursos produtivos dá origem à estrutura de classes, que, por sua vez, condiciona as oportunidades de vida disponíveis para os indivíduos. Para ele, cada período histórico é marcado por uma forma principal de exploração, ligada à distribuição desigual de um ativo produtivo central. No capitalismo, isso corresponderia à distribuição desigual da propriedade dos meios de produção, mas a exploração e as relações de classes contemporâneas também seriam estruturadas em torno da posse/não posse de outros ativos produtivos, como as habilidades/credenciais e os ativos organizacionais (Wright, 2000; 2005).

A classificação de Santos (2005) procura refinar a de Wright e adaptá-la para a realidade brasileira, com seu grande e heterogêneo contingente de trabalhadores por conta própria e alcance restrito do assalariamento formal. A principal fonte de informações para a tipologia é a posição na ocupação, que discrimina os trabalhadores em relação à posse de capital: empregadores, empregados e trabalhadores por conta própria. Em seguida, cada uma das três categorias é desagregada de acordo com os tipos e o volume dos ativos possuídos, o que envolve o recurso a variáveis auxiliares como o setor da atividade, o título ocupacional, entre outras.

Dessa forma, a força de trabalho é classificada em um total de 13 classes: os empregadores dividem-se em capitalistas e fazendeiros (a classe mais privilegiada e com maior controle sobre o capital) e pequenos empregadores; os trabalhadores por conta própria dividem-se em agrícolas, não agrícolas, precários (sem acesso a capital) e especialistas autoempregados (segmento privilegiado pelo acesso a habilidades e que também inclui pequenos empregadores cujo título ocupacional denote conhecimento perito); finalmente, os empregados repartem-se em gerentes (dotados de qualificação e autoridade), empregados especialistas (dotados de qualificação), empregados qualificados (em geral técnicos de nível médio e outros trabalhadores com níveis mais restritos de qualificação), supervisores (dotados de autoridade), trabalhadores típicos (grosso modo, é o trabalho proletarizado "padrão"), trabalhadores elementares (com níveis mínimos de especialização e responsáveis pelas tarefas mais simples), e trabalhadores domésticos (Santos, 2005). Como os militares não são classificados na tipologia de Santos, eles foram excluídos de todas as análises.

O esquema de classificação socioeconômica de Santos é atraente porque é bastante canônico: ao seguir de perto a lógica de Wright, acaba sendo parecido também com as tipologias de Goldthorpe e seus associados, bastante utilizadas em estudos empíricos sobre desigualdade e mobilidade social (Erikson e Goldthorpe, 1992; Goldthorpe, 2000). Afinal, as bases teóricas dos esquemas de Wright e Goldthorpe são distintas, mas esses esquemas convergem na prática quando operacionalizados por meio de títulos ocupacionais. Além disso, a vantagem da classificação de Santos está em ser elaborada especificamente para o Brasil, o que se reflete tanto no plano conceitual quanto na sua operacionalização: no primeiro caso, são feitas distinções importantes em categorias heterogêneas de trabalhadores precários que não seriam captadas em tipologias internacionais; no segundo caso, não é necessário fazer nenhuma tradução ou adaptação ad hoc para compatibilizar classificações internacionais com as variáveis específicas das pesquisas brasileiras.

Mais ainda, a classificação de Santos é interessante porque, embora se preocupe essencialmente com a estrutura da demanda por trabalho, toma como um dos ativos estruturantes das posições de classes justamente a "qualificação", o que abre a possibilidade de diálogo com abordagens voltadas para a oferta de trabalho.

Naturalmente, existem diferenças teóricas fundamentais entre os dois tipos de abordagens, mas, se tomarmos a educação como proxy razoável da qualificação, podemos então testar empiricamente a hipótese de que mesmo estimativas conservadoras da influência da estrutura de classes sobre a desigualdade (isto é, estimativas que supõem que a teoria do capital humano está "correta" e avaliam a influência das classes líquida do efeito da educação) reiteram a importância de ambos efeitos sobre o nível e a trajetória da desigualdade e, em última instância, enriquecem nosso entendimento sobre as mudanças ocorridas no Brasil na última década.

b) Fontes de Dados Todos os dados utilizados neste texto são provenientes da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), realizada anualmente - exceto em anos censitários - pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Como a PNAD 2002 não cobria as áreas rurais dos estados da Região Norte (exceto Tocantins), estas áreas também foram excluídas da PNAD 2011.

Todas as análises baseiam-se apenas no trabalho principal dos indivíduos, excluindo trabalhadores não remunerados e militares, bem como indivíduos cujo status no domicílio era de empregado doméstico, pensionista e afins. Nossas análises de sensibilidade indicam que o uso da renda horária ou a limitação da análise apenas aos que trabalham 20 horas ou mais não alteram substantivamente os resultados do trabalho. A Tabela_1 apresenta informações básicas sobre as amostras para 2002 e 2011:

Para facilitar a interpretação, todos os rendimentos foram deflacionados para junho de 2013. O deflator aplicado à renda foi o Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC), ajustado de acordo com a sugestão de Corseuil e Foguel (2002).

c) Medidas e Decomposições da Desigualdade A principal medida de desigualdade empregada neste trabalho é o GE(0), isto é, o índice de entropia generalizada com , também conhecido como L de Theil. O GE (0), assim como os demais indicadores da classe de medidas de entropia, possui as propriedades da Curva de Lorenz e é aditivamente decomponível: a desigualdade total é a soma da desigualdade dentro dos grupos e da desigualdade entre os grupos (Shorrocks, 1980).

O GE(0) é mais atraente do que os demais indicadores de entropia justamente porque permite uma interpretação contrafactual: o componente entre grupos é exatamente igual a quanto a desigualdade total cairia caso as rendas médias de todos os grupos fossem igualadas. Por isso, utilizamos o GE(0) nas decomposições da desigualdade. Além disso, o índice também se presta a decomposições dinâmicas de forma mais simples do que outras medidas de entropia. Em termos de sua função de bem-estar, o GE(0) dá mais peso à cauda inferior da distribuição, isto é, aos mais pobres.

A decomposição estática do GE(0) por k subgrupos é dada por: [/img/revistas/dados/v57n1/04s1.jpg] Onde o primeiro termo representa o componente intragrupos e o segundo, o entre grupos; é a participação relativa do subgrupo j na população; é o índice de desigualdade para o subgrupo j; e é a renda média relativa () do subgrupo j.

A decomposição dinâmica - isto é, comparando dois pontos no tempo - do GE(0) é obtida por: [/img/revistas/dados/v57n1/04s2.jpg] Onde vj é a participação do subgrupo j na renda total; é a renda média do subgrupo j e a barra horizontal indica a média entre os dois anos (Mookherjee e Shorrocks, 1982). O primeiro termo representa o efeito "puro", isto é, o efeito de mudanças nas desigualdades internas dos grupos na variação da desigualdade total; o segundo e o terceiro termos representam o efeito alocação, isto é, o quanto mudanças nos tamanhos relativos dos grupos contribuíram para variações na desigualdade total; finalmente, o terceiro termo representa o efeito "renda", ou seja, o quanto mudanças nas rendas médias relativas dos grupos contribuíram para variações na desigualdade total.

Para tornar o trabalho mais exaustivo, três outras medidas de desigualdade são ocasionalmente mencionadas: recorremos também ao coeficiente de Gini e ao GE(1) - ou T de Theil - para medir a robustez da queda da desigualdade e ao índice de dissimilaridade para avaliar mudanças na distribuição da população ocupada por classes e níveis educacionais.

As duas primeiras medidas são bastante conhecidas e dispensam apresentações. Já o índice de dissimilaridade é uma medida não paramétrica do grau em que duas distribuições com a mesma classificação em categorias diferem entre si. Para n categorias, sua fórmula é dada por: [/img/revistas/dados/v57n1/04s3.jpg] Onde xi e yi correspondem ao número de casos na i-ésima categoria de cada distribuição e X e Y correspondem ao total de casos das duas distribuições. O índice representa o percentual de casos da segunda distribuição que devem ser reclassificados para que ela se torne idêntica à primeira e, portanto, varia entre 0% e 100%.

As decomposições multivariadas da desigualdade são obtidas pelo método proposto por Fields (2003) com base em regressões e respondem a dois tipos de perguntas: dada uma regressão qualquer para determinar a renda individual, trata-se de saber, primeiro, quanto cada variável explica da desigualdade total e, segundo, quanto cada variável explica de mudanças na desigualdade entre dois pontos no tempo.

Matematicamente, considere uma função geradora de renda tradicional: [/img/revistas/dados/v57n1/04s4.jpg] Onde y é um vetor n x 1 do logaritmo dos rendimentos, X é uma matriz n x (k +1) de características dos indivíduos, incluindo um termo para a constante, b é um vetor (k+1) x 1 de coeficientes e e é o vetor n x 1 de resíduos. O modelo estimado a partir da amostra pode ser reescrito como: [/img/revistas/dados/v57n1/04s5.jpg] A variância de y é decomponível como a soma das covariâncias entre as variáveis compostas e o próprio y: [/img/revistas/dados/v57n1/04s6.jpg] O percentual da variância do logaritmo da renda explicado por cada variável é dado por: [/img/revistas/dados/v57n1/04s7.jpg] Com: [/img/revistas/dados/v57n1/04s8.jpg] Se o último elemento do somatório for excluído, o percentual explicado é equivalente ao R² da regressão inicial: [/img/revistas/dados/v57n1/04s9.jpg] Embora seja atraente, esta decomposição é limitada por se aplicar à variância do logaritmo da renda, uma medida de desigualdade insatisfatória porque não respeita o princípio das transferências (Foster e Ok, 1999). Fields lança mão do trabalho de Shorrocks (1982) para mostrar que os pesos relativos de cada variável obtidos pelas fórmulas acima independem da medida de desigualdade utilizada desde que sejam assumidos alguns pressupostos razoavelmente canônicos, como continuidade, simetria, decomponibilidade e independência do nível de desagregação, entre outros (Fields, 2003). A contribuição de um fator para a desigualdade deve ser igual a zero quando todos os recipientes receberem a renda média daquele fator.

Na prática, isso significa que o peso na desigualdade total derivado para cada fator zk é o mesmo das medidas de desigualdade mais populares, como o índice de Gini, os índices de entropia e o índice de Atkinson, entre outros. Vale lembrar, no entanto que, neste caso, a variável dependente da decomposição de Fields é o logaritmo da renda, e não a própria renda. Ou seja, os pesos obtidos são válidos, por exemplo, para a decomposição do logaritmo da renda, mas não são diretamente comparáveis com a decomposição da própria renda.

Tais decomposições estáticas da desigualdade podem também ser facilmente estendidas para a comparação entre dois pontos no tempo, embora nesse caso os pesos atribuídos a cada variável dependam da medida de desigualdade escolhida.

Para uma dada medida de desigualdade I, as mudanças verificadas entre t e t+1 podem ser decompostas em: [/img/revistas/dados/v57n1/04s10.jpg]

Assim, a contribuição relativa de cada fator para a variação na desigualdade é dada por: [/img/revistas/dados/v57n1/04s11.jpg] Com: [/img/revistas/dados/v57n1/04s12.jpg] As fórmulas acima permitem decomposições multivariadas da desigualdade. Em particular, permitem uma tentativa de isolar os efeitos de mudanças educacionais dos demais componentes associados à estrutura e classes. Há, no entanto, uma limitação nessas fórmulas: os "fatores" da decomposição são os produtos de bkxk: ou seja, não temos como separar facilmente as variações nas quantidades (a distribuição dos xk) das variações nos preços (bk), ao contrário do que ocorre com as decomposições do GE(0).

Em suma, os dois tipos de decomposições cumprem papéis distintos. No caso do GE (0), são decomposições univariadas - isto é, decomposições que só consideram uma variável e, por isso, medem sua contribuição bruta para a desigualdade - mas que permitem, com grande facilidade, investigar detalhes das mudanças1. No caso das regressões, a decomposição multivariada permite avaliar as contribuições "líquidas" de cada variável para a desigualdade total, ou seja, a contribuição dada por uma variável mesmo quando mantemos constante um conjunto importante de controles. Como sempre, não há exatamente uma decomposição "melhor" do que outra; cada uma tem seus pressupostos e seus limites e o uso de ambas serve para tornar mais robustas as evidências apresentadas.

Por fim, vale apenas lembrar que tanto as decomposições univariadas do GE(0) quanto as decomposições multivariadas via regressão são feitas a partir de medidas sintéticas da desigualdade, isto é, medidas que resumem toda a informação sobre as distribuições de renda em um único número (ver discussão em Fortin, Lemieux e Firpo, 2011). Com isso, explicar o que acontece em pontos específicos da distribuição - por exemplo, entre os mais pobres ou entre os mais ricos - está fora do escopo deste artigo.

QUEDA DA DESIGUALDADE E MUDANÇAS NO MERCADO DE TRABALHO ENTRE 2002 E 2011 Depois de grande estagnação, em especial nas regiões metropolitanas, durante boa parte dos anos 1990, o mercado de trabalho brasileiro apresentou comportamento muito positivo a partir de meados da década passada. Todos os principais indicadores melhoraram entre o biênio 2002-2003 e 2011. A Tabela_2 traz dados relativos à força de trabalho ocupada e remunerada, exclusive militares, que também não são contabilizados nas tabelas seguintes.

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Todas as variações foram estatisticamente significativas. O percentual de trabalhadores formais cresceu quase 12 pontos percentuais (p.p.), a renda média real aumentou quase 22% e o número de horas trabalhadas caiu, ao mesmo tempo que a desigualdade da renda diminuiu de acordo com os três índices.

No que diz respeito à desigualdade, particularmente, é possível chegar a afirmações ainda mais fortes a partir das curvas de Lorenz para 2002 e 2011: como não há interseção entre elas, pode-se concluir inequivocamente que houve redução da desigualdade entre os dois anos não só para as três medidas enumeradas na Tabela_2 como para todas as outras medidas comumente utilizadas.

Em suma, desde que as PNADs passaram a ir a campo anualmente, em meados dos anos 1970, esta foi a primeira vez que se registrou um período prolongado de crescimento da renda do trabalho com queda da desigualdade.

A Tabela_3 apresenta a distribuição da população ocupada e remunerada segundo classes e a renda média de cada classe em 2002 e 2011. No primeiro caso, vemos que a distribuição pouco mudou. As modificações mais relevantes ocorreram nas classes mais pobres, com aumento relativo dos trabalhadores típicos e encolhimento dos elementares, contas próprias precários e empregados domésticos. No outro extremo da pirâmide social, o acesso à (grande) propriedade praticamente não variou e, analogamente, houve pouca mudança no que diz respeito às classes assalariadas mais abastadas. No geral, o índice de dissimilaridade entre as duas distribuições é pequeno: pouco mais de 7% dos casos teriam que ser reclassificados para que ambas fossem idênticas.

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Quanto à renda média de cada classe, percebem-se mudanças mais expressivas.

Enquanto as classes com maiores rendas em 2002 tiveram flutuações menores e até não significativas - o que implica que as variações que ocorreram em alguns casos podem ser apenas um artefato estatístico - todas as classes com as piores remunerações obtiveram ganhos expressivos e estatisticamente significativos. Ou seja, enquanto a estrutura de classes pouco mudou, os salários relativos - isto é, as razões entre os rendimentos médios do trabalho de cada classe - mudaram muito mais, diminuindo a desigualdade entre classes.

Por que esse fenômeno ocorreu? Embora haja certamente diversos fatores em jogo, as mudanças no perfil educacional da força de trabalho desempenham um papel central. A distribuição por níveis educacionais e a renda média de cada nível são apresentados na Tabela_4. Ao contrário da estrutura de classes, a composição educacional dos trabalhadores ativos mudou muito: todos os níveis inferiores perderam participação relativa e todos os mais altos ampliaram-se.

Todas as variações foram estatisticamente significativas, evidenciando o crescente nível educacional das gerações mais jovens. As mudanças foram particularmente intensas nos dois extremos da distribuição: o percentual de indivíduos sem escolaridade ou apenas com o elementar incompleto caiu mais de 7 p.p., enquanto o de pessoas com ensino superior completo ou não cresceu 6,5 p.p. Com isso, pela primeira vez este último grupo se tornou mais numeroso do que o primeiro. Enquanto o índice de dissimilaridade da distribuição das 13 classes foi de 7,4%, o da distribuição de apenas nove grupos educacionais atingiu 16,8%.

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Ao mesmo tempo, as mudanças nas remunerações médias também foram expressivas.

Por um lado, a mesma tendência observada anteriormente se confirma: o crescimento da renda foi maior entre os menos escolarizados. Por outro, a renda média dos indivíduos com maior escolaridade teve uma queda estatística e substantivamente significativa, ao contrário do observado anteriormente para as classes mais privilegiadas: enquanto o rendimento médio de um trabalho com nível superior completo caiu 9% - em função sobretudo do aumento deste grupo ao longo do tempo - , os rendimentos das classes com maior remuneração apresentaram variações em geral positivas. A razão entre a renda média de um trabalhador com ensino superior completo e outro sem escolaridade caiu 41%, de 9,5 para 5,6.

Em conjunto, as Tabelas3 e 4 mostram mudanças muito mais rápidas na distribuição da educação do que na estrutura de classes. Como argumentamos, desde sempre a educação tem sido apontada como um dos grandes determinantes da desigualdade brasileira e o próprio conceito de "qualificação" constitui um dos ativos mais relevantes na tipologia de classes utilizada. Governos quase nunca conseguem mudar deliberadamente a estrutura de classes de um país no curto prazo. A educação talvez seja o ativo produtivo mais sensível a políticas públicas, mas os resultados disso podem reverberar nas relações de classe como um todo, como se vê nas Tabelas 3 e 4, acarretando mudanças importantes na estruturação da desigualdade.

DECOMPOSIÇÕES DA DESIGUALDADE MEDIDA PELO GE(0) A Tabela_5 traz os valores absolutos e relativos dos componentes "entre grupos" das decomposições estáticas do GE(0) para as duas variáveis de interesse - classe e educação - e para a combinação delas em 2002 e 2011. Como discutimos anteriormente, os valores indicam quanto as diferenças entre rendas médias contribuem para a desigualdade total.

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Os resultados mostram que a tipologia de classes explica um percentual maior da desigualdade do que os grupamentos educacionais tanto em 2002 quanto em 2011.

Neste último ano, a desigualdade de rendimentos médios entre classes respondiam por cerca de 40% da desigualdade total, contra pouco mais de 30% para a desigualdade entre níveis educacionais. Como o GE(0) pode ser interpretado contrafactualmente, esses números implicam que a desigualdade de renda do trabalho cairia 40% caso as diferenças médias entre classes fossem eliminadas e 30% caso as diferenças de remuneração entre níveis educacionais desaparecessem.

Entre 2002 e 2011, a queda nas desigualdades "entre grupos" para classe e educação foi mais rápida do que a queda na desigualdade total, de modo que o peso relativo desses componentes diminuiu 4 p.p. nos dois casos. Em termos absolutos, a queda do componente "entre grupos" para educação foi um pouco mais forte do que para classes; em termos relativos, a magnitude foi muito parecida, embora o poder explicativo da educação fosse menor inicialmente.

Como classe e educação estão correlacionadas e como as mudanças educacionais foram mais intensas do que na estrutura de classes, isso sugere a possibilidade de que apenas o componente educacional tenha de fato mudado, isto é, que toda a queda observada no componente entre classes decorra apenas de mudanças educacionais, como exploraremos mais adiante.

A combinação de classe e educação também apresentou quedas absolutas e relativas. No entanto, vale observar que as variáveis educacionais acrescentam pouca informação às de classes, mas as de classes acrescentam muita informação às educacionais. Comparando a última decomposição com as duas anteriores, vê-se que a contribuição marginal da adição da educação à decomposição por classes é muito pequena, de pouco mais de 6 p.p. da desigualdade total. Já a contribuição marginal da adição das classes à decomposição por educação é muito maior, chegando a mais da metade do percentual explicado pela educação sozinha (em 2002, 50,9%-34,5% = 16,4%; em 2011, 46,4%-30,5% = 16,0%).

Até aqui, a análise baseou-se em decomposições estáticas, isto é, nos fatores estruturantes da desigualdade em pontos específicos do tempo. Podemos também decompor a mudança entre os dois anos para avaliar a importância de cada fator, o que convencionalmente se chama de decomposição dinâmica da desigualdade.

A Tabela_6 mostra as contribuições relativas obtidas das decomposições dinâmicas do GE(0) para as variáveis de estrutura de classes, de grupos educacionais e a combinação entre ambas. Nos três casos, o efeito renda é o mais importante: o principal componente da queda da desigualdade é a redução das diferenças nos rendimentos relativos entre os grupos, confirmando o que foi visto nas Tabelas 3 e 4. Na decomposição por classes, por exemplo, o maior percentual de crescimento da renda média do trabalho para as classes mais pobres respondeu por 52,1% da queda do GE(0), enquanto a queda da desigualdade dentro das classes somou 34,4% e as mudanças no tamanho relativo das classes ficaram com apenas 13,4%.

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O efeito "puro", ligado às desigualdades internas aos grupos, foi mais forte no caso da educação. Na prática, isso significa que tanto os grupos educacionais quanto as classes tornaram-se internamente menos desiguais, isto é, mais homogêneas, mas o ritmo foi maior no caso da educação. Contudo, como vimos na Tabela_5, as classes utilizadas já eram e permaneceram sendo mais homogêneas do que os grupos educacionais. Assim, não se deve exagerar a importância deste resultado.

Finalmente, cabe notar que, nas três decomposições, o efeito alocação é relativamente pequeno, chegando a ser negativo no caso da educação, isto é, contribuindo para um aumento da desigualdade nesta decomposição. Em suma, a mudança no tamanho relativo dos grupos educacionais entre os dois anos contribuiu para um aumento da desigualdade. Mais uma vez, não se deve dar importância desmesurada a este resultado, que era em certa medida previsível, uma vez que o efeito alocação capta apenas mudanças ceteris paribus na composição da população e houve grande aumento nos níveis educacionais com rendimentos mais elevados.

Como separar as mudanças educacionais das mudanças na estrutura de classes? Em outras palavras, como isolar a educação enquanto ativo produtivo estruturante da desigualdade no mercado de trabalho e testar se, além dessas mudanças, houve modificações correspondentes nos demais ativos que delimitam as relações de classe? As decomposições univariadas do GE(0) ofereceram, afinal, uma primeira indicação: a variável "classes" capta mais dimensões do que a puramente educacional e, por isso, explica mais a desigualdade total; além disso, a contribuição mais forte para a queda da desigualdade vem de mudanças nos salários relativos por níveis educacionais, mais do que por classes. Isso sugere que as mudanças educacionais alteraram a relação entre educação e classe e, portanto, é possível que os demais ativos destacados pela estrutura de classes - a estrutura burocrática de organização do emprego e o acesso à propriedade - tenham na realidade permanecido mais ou menos constantes.

Na próxima seção, estendemos a análise para decomposições baseadas em modelos multivariados que nos permitem "isolar" os efeitos de cada variável em cada ano e entre os anos. Ao contrário das decomposições acima, nessas decomposições via regressão é possível investigar a influência de determinadas variáveis sobre a desigualdade mantendo constantes uma série de controles, isto é, outros fatores que também possivelmente afetam a distribuição de renda, mas que não são centrais para este trabalho.

DECOMPOSIÇÕES VIA REGRESSÃO DA DESIGUALDADE NO MERCADO DE TRABALHO As decomposições multivariadas com base em regressões foram aplicadas para 2002 e 2011 em três modelos distintos, sempre com o mesmo conjunto de variáveis de controle: dummy para brancos ou amarelos; quatro dummies para as cinco macrorregiões; dummy para áreas urbanas; duas dummies para as três áreas censitárias da PNAD (municípios autorrepresentativos e não autorrepresentativos, assumindo regiões metropolitanas como categoria de referência); experiência (em anos) e experiência ao quadrado; tempo no emprego atual (em anos) e tempo no emprego atual ao quadrado; e o logaritmo das horas trabalhadas por semana. Além dessas, incluíram-se, no primeiro modelo, 12 dummies para as 13 classes discriminadas acima; no segundo, oito dummies para os nove grupos educacionais; no terceiro e último, foram incluídas tanto as dummies para educação quanto para classe. Em todas as regressões, a variável dependente foi o logaritmo natural da renda do trabalho principal em reais de 2013. Modelos alternativos foram testados, tanto no que diz respeito à variável dependente quanto às independentes, sem que os resultados tenham sido substantivamente alterados.

As decomposições estáticas com os pesos relativos das variáveis para a desigualdade em 2002 e 2011 estão na Tabela_7. As variáveis de classes mais uma vez aparecem com maior poder explicativo do que a educação, ou seja, representam maior percentual da desigualdade total do que as variáveis educacionais. Isso ocorre tanto quando comparamos os dois modelos em separado como quando olhamos para o modelo com os dois conjuntos de variáveis. Mais ainda, a queda no percentual da desigualdade explicado pela educação foi maior do que no das classes. Nos modelos em separado, o percentual da desigualdade correspondente às variáveis de classes recuou 1,8 p.p., de 28,7% para 26,9%, enquanto o dos grupos educacionais caiu 4,4 p.p., de 25,9% para 21,5%. Logo, mesmo partindo de percentuais mais baixos, a queda foi maior para as variáveis educacionais.

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No modelo com os dois conjuntos de variáveis, o contraste é ainda mais nítido: o peso relativo das variáveis de classe fica basicamente constante, enquanto o da educação recua mais de 3 p.p. Se em 2002 as classes respondiam por 2,6 p.p.

da desigualdade a mais do que a educação, em 2011 já eram quase 6 p.p. Os números se tornam ainda mais chamativos quando lembramos que se trata de estimativas conservadoras, uma vez que artificialmente removem todo o efeito educacional da estrutura de classes, cuja construção almeja levar precisamente o efeito "qualificação" em conta.

Vale observar que esses números não significam que a desigualdade entre classes líquida da influência da educação tenha permanecido estática no período: como vimos, as contribuições absolutas das variáveis dependem dos índices específicos utilizados para medir a desigualdade. No caso do GE(0) e também de outros índices, a magnitude da queda da desigualdade total foi tão grande que é possível dizer que as contribuições absolutas de todas as variáveis diminuíram no período. De fato, o que ocorreu é que a contribuição das variáveis de classes caiu em termos absolutos em ritmo semelhante à da desigualdade total, e, assim, seu peso relativo pouco mudou. Enquanto isso, o ritmo da queda da desigualdade entre níveis educacionais foi fulminante - mais intenso do que a já significativa queda da desigualdade de renda do trabalho como um todo - , fazendo com que a desigualdade entre eles caísse bastante em termos relativos.

Se considerarmos que no último modelo a inclusão das variáveis de classe e educação permite isolar razoavelmente - ainda que artificialmente, como dissemos - os efeitos das mudanças educacionais dos demais ativos estruturantes das relações de classe e da demanda por emprego, parece lícito então interpretar os resultados como sinais de que: a) embora tenha havido progresso generalizado em termos absolutos, as mudanças educacionais foram mais rápidas do que nas demais dimensões da estrutura de classes; e b) apesar de haver espaço para o prosseguimento do processo no curto prazo, é provável que no médio e no longo prazo essa contribuição das mudanças educacionais atinja seus limites e a queda da desigualdade desacelere bastante, pois as demais dimensões da estrutura de classes e da demanda por emprego passariam a constituir gargalos para sua continuidade.

Finalmente, a Tabela_8 exibe a decomposição dinâmica da desigualdade entre 2002 e 2011 para o GE(0), seguindo o modelo de Fields. Em consonância com as evidências anteriores, as variáveis educacionais são o principal elemento por trás da queda da desigualdade. No modelo completo, a educação explica 28% da queda do GE(0), e as classes, menos de 20%, reiterando a diferença de ritmo nas mudanças educacionais vis-à-vis as demais dimensões captadas pela tipologia de classes. Embora não seja o foco da nossa análise, chama a atenção também o papel dos controles, que englobam sobretudo variáveis relacionadas à segmentação do mercado de trabalho - por gênero, por região, por área de moradia e afins - , o que é compatível com a literatura que destaca a maior integração e menor segmentação como elemento também importante para a queda recente da desigualdade (Ulyssea, 2007).

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Os resultados parecem corroborar a interpretação formulada acima. Todas as variáveis contribuíram para a queda da desigualdade, o que aponta para a robustez e generalidade do processo. No entanto, a diminuição das diferenças entre níveis educacionais parece ter sido o grande motor do fenômeno, ao passo que as demais dimensões estruturantes da desigualdade brasileira caminharam de forma muito mais lenta. Ao menos no período em questão, a melhoria do perfil educacional da força de trabalho em um contexto de poucas mudanças estruturais na distribuição da população por classes serviu para aumentar a competição por melhores postos e comprimir os diferenciais de renda, reduzindo a desigualdade.