Introdução

As interações entre Capital Humano e Status Socioeconômico da Ocupação com a raça em funções de determinação de rendimentos do trabalho no Brasil têm sido reportadas por diferentes pesquisadores (SILVA, 2001; TELLES, 1994, 2003). Mais especificamente, quanto maior o nível de escolaridade e Status Socioeconômico da Ocupação, maior também o diferencial de rendimento do trabalho entre negros e brancos no Brasil. Entretanto, no caso brasileiro, todas as análises têm sido baseadas em estimações de Modelos de Mínimos Quadrados Ordinários (MQO).

Grodsky e Pager (2001), tomando como base dados do Censo Americano de 1990, mostraram que para se entender melhor a estrutura da desigualdade racial, é preciso a aplicação de um modelo mais sofisticado na estimação de funções de rendimento do salário. Assim, eles estimaram Modelos Hierárquicos Lineares de dois níveis (MHL-2) da Inclinação-como-Resposta e mostraram uma clara interação entre as desigualdades de rendimento dentro e entre os grupos ocupacionais. Todavia, seus dados tinham uma limitação importante, dado que não incluíam nenhuma variável de origem socioeconômica familiar. Como Lam e Schoeni (1993) – utilizando dados brasileiros – demonstraram, a omissão de variáveis de origem socioeconômica familiar em funções de rendimento costumam levar a estimações enviesadas (ver, também: LAM; LEVINSON, 1990; XAVIER, TOMÁS; CANDIAN, 2009).

De forma a estimar mais adequadamente as interações entre estrutura ocupacional e raça em funções de rendimento no Brasil, de forma comparativa com a análise de Grodsky e Pager (2001), utilizamos os microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios de 1996 (PNAD-1996). Utilizando a PNAD-1996, podemos: a) estimar modelos hierárquicos lineares de dois níveis (MHL-2) comparáveis aos de Grodsky e Pager (2001); b) incluir variáveis origem socioeconômica no modelo de forma a evitar resultados potencialmente enviesados, como pode ter ocorrido no trabalho dos autores e; c) desenvolver uma análise com um banco de dados que é relativamente contemporâneo àquele utilizado por Grodsky e Pager(2001), o que nos permitirá uma melhor comparação.

Estratificação Social e Desigualdade Racial no Brasil

Os estudos sobre a relação entre a estratificação social e desigualdade racial no Brasil podem ser divididos em três momentos. O primeiro momento vai do início do século XX até meados da década de 1970. Este período foi marcado por estudos com base em pesquisa qualitativa (em particular, etnográfica e investigações históricas) e produziram basicamente três hipóteses diferentes:

A primeira deriva do trabalho de Pierson (1945), e sugere que ‘não haveria barreiras raciais fortes à mobilidade ascendente, mas sim barreiras de classe’. A segunda é a hipótese de Costa Pinto (1952), e pode ser formulado da seguinte maneira: a expansão da sociedade de classes vai levar a um aumento da mobilidade social e, como não-brancos começam a entrar nas classes mais privilegiadas, haverá um retorno e acirramento da discriminação racial. A terceira é a hipótese de Florestan Fernandes (1965), que sugere que a discriminação racial no processo de mobilidade social será paulatinamente substituída pela discriminação de classe, ou seja, o preconceito racial é uma herança do passado colonial. (RIBEIRO, 2007, p. 3).

A hipótese de Pierson (1945) estava muito ligada à tradição dos estudos raciais brasileiros iniciados por Freyre (1933). Costa Pinto (1952), por outro lado, era basicamente o único a apoiar a hipótese de uma relação temporariamente curvilíneo (“U”) entre raça e desigualdade. Finalmente, a hipótese proposta por F. Fernandes (1965), foi muito apoiada por aquilo que veio a ser chamado a “Escola de São Paulo”, como pode ser visto no trabalho produzido por Cardoso e Ianni (1960).

A segunda fase dos estudos sobre a relação entre estratificação social e desigualdade racial no Brasil é inaugurada pela publicação do livro de Hasenbalg (1979). Esta nova fase é marcada por duas coisas importantes: a) a disponibilidade da primeira pesquisa nacional por amostra probabilística de domicílios (PNAD-1976) que permitiu aos pesquisadores realizar análises sobre a desigualdade racial no Brasil, uma vez que a PNAD-1973, pesquisa anterior, não havia coletado informações sobre raça e; b) a estimativa de modelos estatísticos multivariados para testar hipóteses sobre a relação entre a estratificação social e a desigualdade racial no Brasil.

Até meados da década 2000, foram realizados muitos estudos com base na estimativa de dados em análises multivariadas a partir de dados oriundos de amostras probabilísticas de amplitude nacional (ver: HASENBALG; SILVA, 1988; HASENBALG; SILVA, 1992; HASENBALG; SILVA, 1999; entre outros) e todos basicamente chegaram à mesma conclusão: raça tem um efeito estatisticamente significante sobre variáveis reposta de estratificação social no Brasil, independente de outras variáveis de origem socioeconômica, bem como não há nenhuma evidência de que esse efeito está variando significativamente ao longo do tempo.

A última fase começa em meados da década 2000, com estudos que seguem de perto a tradição da segunda fase, mas que trouxeram uma nova e importante evidência da relação entre estratificação social e desigualdade racial. Em particular, D. Fernandes (2004) e Ribeiro (2007) demonstraram que existe uma interação específica entre estratificação social e raça ao produzir desigualdade. A desigualdade racial interage fortemente com a educação e com a condição socioeconômica ou posição de classe. Mais especificamente, no caso da educação, D. Fernandes (2004) demonstra que o efeito da raça sobre transições educacionais é diferente de todas as outras variáveis de origem socioeconômica. Embora para todas as outras variáveis de origem socioeconômica o efeito sobre a probabilidade de se fazer uma transição educacional diminui continuamente à medida que o nível educacional sobe, no caso da raça se observa uma forma de “U”, isto é, diminui inicialmente, mas, em seguida, sobe novamente quando a transição diz respeito aos mais altos níveis de escolaridade. Ribeiro (2007, p. 21), por sua vez, encontra “que a desigualdade racial nas chances de mobilidade está presente apenas para indivíduos com origem nas classes mais altas”. Portanto, o que esses novos estudos mostram é que – ao contrário do que supõe o senso comum – a desigualdade racial é mais um problema para as pessoas com maior status socioeconômico ou provenientes de classes mais altas do que para todos os outros. De certa forma, pode-se ver nestas descobertas algum suporte para a hipótese de Costa Pinto (1952). Quando pretos e pardos chegam a níveis educacionais mais elevados ou posições de classe mais altas (ou relacionadas a ocupações de caráter profissional, gerencial ou empresarial), as barreiras raciais se tornam mais fortes.

Grodsky e Pager(2001), utilizando dados dos EUA, encontraram uma interação semelhante entre raça e estratificação social. Eles mostram que quanto maior o nível socioeconômico de uma ocupação, maior a diferença de rendimentos do trabalho. Aqui, vamos estimar um modelo similar ao de Grodsky e Pager(2001), usando dados brasileiros. Não só para manter uma melhor comparabilidade com o estudo de Grodsky e Pager(2001), mas também porque ele funciona melhor para nossa análise, vamos usar a dicotomização da variável raça/cor no Brasil (pretos/pardos versus brancos; descendentes de asiáticos e indígenas foram excluídos, mas eles representam uma proporção muito pequena na população) e, por isso, não levamos em consideração as classificações raciais mais complexas consideradas por Loveman, Muniz e Bailley (2012) e por Bailley, Loveman e Muniz (2013).

Assim, com base nos achados da terceira fase de análises sobre a interação entre desigualdade racial e estratificação social no Brasil, bem como no trabalho de Grodsky e Pager(2001), vamos testar a seguinte hipótese de pesquisa: quanto maior o nível socioeconômico de uma ocupação, maior a desigualdade racial de rendimentos do trabalho no Brasil.

Metodologia

Em nossa análise, tentamos replicar o modelo estimado por Grodsky e Pager (2001) com dados brasileiros (PNAD-1996), porém, corrigindo os possíveis vieses causados pela omissão de variáveis de origem socioeconômica. Assim, estimamos diferentes especificações de modelos hierárquicos lineares de dois níveis (MHL-2). No nosso caso, o nível 1 diz respeito à dimensão individual e o nível 2 diz respeito à dimensão da estrutura ocupacional.^[1]

A PNAD é um Survey realizado pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística – IBGE, constituído de um módulo fixo básico e módulos complementares que variam a cada ano. A PNAD é realizada em todos os anos não-censitários e constitui-se de amostra estratificada por conglomerados em múltiplos estágios. A PNAD-1996 possui uma amostra de mais de 290.000 indivíduos para todo o Brasil, mas não inclui a região agrária do norte do país. Neste trabalho, a edição da pesquisa de 1996 foi escolhida por conter informações sobre mobilidade social, além dos módulos fixos sobre mercado de trabalho e escolaridade. Esta é a última edição com dados sobre a herança ocupacional e educacional dos indivíduos, cuja importância é fundamental para os estudos de desigualdades. Selecionamos uma subamostra de homens e mulheres, entre 15 e 65 anos de idade, que tinham trabalho ou que trabalharam na semana de referência para 1996. A amostra final utilizada na análise conta com 110.101 observações de primeiro nível (indivíduos) e 437 observações de segundo nível (ocupações).

A variável dependente para as equações será logaritmo natural do rendimento/hora: renda individual do trabalho principal dividida pelo número de horas trabalhadas no mês (multiplicam-se as horas trabalhadas na semana por 4). Como a distribuição da renda é assimétrica para a direita, ela foi normalizada pelo logaritmo.

As variáveis independentes utilizadas nos modelos são:

Variáveis de primeiro nível (individual)

RAÇA = variável dicotômica referente à raça/cor do respondente (negros = 0 e brancos = 1), a categoria negros inclui pretos e pardos;

SEXO = variável dicotômica (feminino = 0 e masculino = 1);

LOCAL = variável dicotômica (rural = 0 e urbano = 1);

SETOR = variável dicotômica referente ao segmento do mercado de trabalho (informal = 0 e formal = 1);^[2]

REGIÃO = vetor de variáveis indicadoras da região do país (Região Nordeste é o grupo de referência);

EXPERIÊNCIA = anos de experiência laboral do indivíduos, esta variável contínua calculada pela subtração da idade que o entrevistado reportou que começou a trabalhar da idade que ele tinha no momento da entrevista;

ESCOLARIDADE = anos de escolaridade, variável discreta calculada a partir das informações sobre frequência à escola e grau e série concluídos pelo indivíduo. ESCOLARIDADE DA MÃE = anos de escolaridade da mãe,^[3] variável discreta calculada a partir das informações sobre frequência à escola e grau e série concluídos pela mãe do respondente.

Variáveis de segundo nível (estrutura ocupacional)

SSEO = status socioeconômica da ocupação, medida a partir da escala de Pastore e Silva (2000);

QUALIFICAÇÃO = média do número de anos de escolaridade dos indivíduos da amostra em cada ocupação;

COMPOSIÇÃO SEXUAL = percentual de mulheres entre os indivíduos da amostra em cada ocupação;

COMPOSIÇÃO RACIAL = percentual de negros entre os indivíduos da amostra em cada ocupação;

COMPOSIÇÃO SETORIAL = percentual de formais entre os indivíduos da amostra em cada ocupação;

GRANDE EMPRESÁRIO = variável indicadora da classe social da ocupação referente à categoria ocupacional de grande empresário (estão incluídas nesta categoria os empresários com mais de cinco empregados);

PEQUENO EMPRESÁRIO = variável indicadora da classe social da ocupação referente à categoria ocupacional de pequeno empresário (estão incluídas nesta categoria os empresários com até cinco empregados);

AUTÔNOMO = variável indicadora da classe social da ocupação referente à categoria ocupacional de autônomo;

GERENTE = variável indicadora da classe social da ocupação referente à categoria ocupacional de gerente;

PROFISSIONAL = variável indicadora da classe social da ocupação referente à categoria ocupacional de profissional.^[4]

Modelos

Modelo 1

LN$ = β_0j + β_1j(RAÇA) + β_2j(SEX0) + β_3j(LOCAL) + β_4j(SETOR) + β_5-8j(REGIÃO) + β_9j(EXPERIÊNCIA) + β_10j(EXPERIÊNCIA.) + β_11j(ESCOLARIDADE) + β_12j(ESCOLARIDADE DA MÃE) + r_ij

β_0j = γ₀₀ + γ₀₁(SSEO) + γ₀₂(QUALIFICAÇÃO) + γ₀₃(COMPOSIÇÃO SEXUAL) + γ₀₄(COMPOSIÇÃO RACIAL) + γ₀₅(COMPOSIÇÃO SETORIAL) + u_0j

β_1j = γ₁₀ + γ₁₁(SSEO) + γ₁₂(QUALIFICAÇÃO) + γ₁₃(COMPOSIÇÃO SEXUAL) + γ₁₄(COMPOSIÇÃO RACIAL) + γ₁₅(COMPOSIÇÃO SETORIAL) + u_1j

Modelo 2

LN$ = β_0j + β_1j(RAÇA) + β_2j(SEX0) + β_3j(LOCAL) + β_4j(SETOR) + β_5-8j(REGIÃO) + β_9j(EXPERIÊNCIA) + β_10j(EXPERIÊNCIA.) + β_11j(ESCOLARIDADE) + β_12j (ESCOLARIDADE DA MÃE) + r_ij

β_0j = γ₀₀ + γ₀₁(SSEO) + γ₀₂(QUALIFICAÇÃO) + γ₀₃(COMPOSIÇÃO SEXUAL) + γ₀₄(COMPOSIÇÃO RACIAL) + γ₀₅(COMPOSIÇÃO SETORIAL) + γ₀₆(GRANDE EMPRESÁRIO) + γ₀₇(PEQUENO EMPRESÁRIO) + γ₀₈(AUTÔNOMO) + γ₀₉(GERENTE) + γ₀₁₀(PROFISSIONAL) + u_0j

β_1j = γ₁₀ + γ₁₁(SSEO) + γ₁₂(QUALIFICAÇÃO) + γ₁₃(COMPOSIÇÃO SEXUAL) + γ₁₄(COMPOSIÇÃO RACIAL) + γ₁₅(COMPOSIÇÃO SETORIAL) + γ₁₆(GRANDE EMPRESÁRIO) + γ₁₇(PEQUENO EMPRESÁRIO) + γ₁₈(AUTÔNOMO) + γ₁₉(GERENTE) + γ₁₁₀(PROFISSIONAL)+ u_1j

Grodsky e Pager (2001) adotaram a escala de prestígio ocupacional calculada por Nakao e Treas (1994). Estas autoras partem dos escores de prestígio conduzido no final da década de 1980 nos Estados Unidos e atribuem esses escores ao títulos ocupacionais do censo norte-americano de 1980, adotando procedimento semelhante ao de Duncan (1961). No nosso trabalho, adotamos a escala de status socioeconômico das ocupações desenvolvida por Pastore e Silva (2000), que não se baseia em uma hierarquização de prestígio externa à classificação das ocupações possível pelos censos demográficos. A escala de status socioeconômico combina o nível educacional e o nível de rendimentos dos indivíduos dentro de cada título ocupacional registrados na PNAD de 1996. A correlação entre as escalas de prestígio e de status ocupacional são geralmente fortes (NAKAO; TREAS, 1994), entretanto, o prestígio não é tão altamente correlacionado com outras variáveis como são as medidas de status socioeconômico (HAUSER; WARREN, 1997).

Assim como Grodsky e Pager (2001) incluímos medidas da composição das ocupações como variáveis de controle nas equações de segundo nível, pois elas nos permitem captar características das ocupações além daquela medida pelo status socioeconômico da ocupação. Ocupações com predominância femininas e de negros são menos valorizadas socialmente e, consequentemente, menos recompensadas em comparação às ocupações majoritariamente ocupadas por brancos e homens (XAVIER; TOMÁS; CANDIAN, 2009). Assim, espera-se que as composições racial e sexual apresentem efeitos negativos sobre a média do rendimento e diminuam as diferenças de rendimento entre brancos e negros.

Também introduzimos uma proxy para a qualificação requeridas pelas ocupações. A variável foi construída a partir da média dos anos de estudos dos indivíduos em cada ocupação. A suposição é de que haja um ajuste entre os requisitos básicos de uma ocupação e a escolaridade de seu ocupante. Nossa medida se aproxima da dimensão de “qualificação cognitiva” adotada por Grodsky e Pager (2001), embora a nossa não seja construída a partir da demanda da ocupação, mas pela oferta. Outra diferença importante é que o indicador de qualificação cognitiva dos autores inclui mais do que a escolarização formal exigido. A qualificação ocupacional no trabalho de Grodsky e Pager (2001) contém três dimensões. A primeira delas, a “qualificação cognitiva”, é um indicador que reune a dificuldade em trabalhar com dados, com pessoas, o desenvolvimento educacional geral da pessoa e sua capacidade intelectual e númerica. A segunda dimensão é a “qualificação interpessoal” que se refere às habilidades de comunicação e trato pessoal. Por fim, a terceira é a “qualificação manual” que inclui força física e destreza. Os nossos dados não nos permitem uma medida tão detalhada da qualificação ocupacional, assim utilizamos a proxy acima explicada.

Grodsky e Pager (2001) encontraram uma correlação positiva e forte (0,90) da sua medida de qualificação ocupacional com a escala de status educacional das ocupações de Hauser e Warren (1997). Como utilizamos uma escala de status ocupacional que considera a média de escolaridade de cada título ocupacional (SSEO) além da renda, estimamos modelos com e sem nossa medida de qualificação para verificar se a magnitude e o sinal do coeficiente do SSEO eram alterados. Concluímos que, embora a correlação entre o SSEO e a QUALIFICAÇÃO seja forte, o efeito do SSEO sobre a desigualdade racial de rendimentos não se altera grandemente pela introdução da QUALIFICAÇÃO, isso ocorre, quando da introdução da medida de COMPOSIÇÃO RACIAL, mesmo quando a medida de qualificação está ausente do modelo.^[5]

Resultados e Discussão

O Modelo 1 é uma replicação do modelo proposto por Grodsky e Pager (2001) e os resultados estão nas Tabelas 1 e 2.^[6],[7]

Os resultados da estimação do Modelo 1, reportados nas Tabelas 1 e 2, trazem todos os coeficientes estimados para o segundo nível. A Tabela 1 apresenta os efeitos das variáveis de nível 2 sobre a média do rendimento ajustada pelas variáveis do nível 1. Nota-se que a magnitude dos coeficientes do status socioeconômico da ocupação (γ₀₁) e da composição setorial (γ₀₅) são bastante baixos, indicando um efeito praticamente nulo destas variáveis sobre o rendimento médio, mesmo que os coeficientes sejam estatisticamente significativos (p-valor=0,000). Observa-se também que quanto mais alta a qualificação média de uma ocupação (γ₀₂) mais elevada é a média de rendimento. Por fim, quanto maior a proporção de mulheres (γ₀₃) e negros (γ₀₄) em uma ocupação menores são os rendimentos médios. Embora o coeficiente da COMPOSIÇÃO SEXUAL não seja significativo (p-valor = 0,206), o que mais importa é a magnitude do coeficiente, dado que trabalhamos com uma população de ocupações, como explicado na nota 6.

A Tabela 2 mostra a interação entre as variáveis de nível 2 e raça. Observa-se que quanto mais elevada a qualificação média da ocupação, maiores as diferenças entre os rendimentos de brancos e negros (γ₁₂). Inversamente, quanto mais mulheres (γ₁₄) e negros (γ₁₅) nas ocupações menores as diferenças entre os rendimentos devido à raça. O coeficiente da composição setorial possui uma magnitude bastante reduzida, indicando que a variável não possui efeito interativo com a raça. O coeficiente de interesse que nos permite testar a hipótese derivada do trabalho de Grodsky e Pager (2001) é o γ₁₁. O que vemos na Tabela 2 é que o valor do referido coeficiente (-0,002) encontra-se muito próximo de zero (baixa magnitude).

Como ao replicarmos o modelo de Grodsky e Pager (2001) não encontramos a esperada interação entre o SSEO e a desigualdade racial (medida pelo coeficiente γ ₁₁, que indica o efeito de SSEO sobre o coeficiente β_1j, que indica o diferencial de rendimento entre os grupos raciais), decidimos estimar o Modelo 2, com a inclusão de variáveis de segundo nível referentes às categorias de classe das ocupações dos indivíduos^[8]. Os resultados da estimação do Modelo 2 estão reportados nas Tabelas 3 e 4.

As Tabelas 3 e 4 trazem os resultados do segundo nível do Modelo 2. Nota-se que as cinco categorias de classe (GRANDE E PEQUENO EMPRESÁRIO, AUTÔNOMO, GERENTE, PROFISSIONAL), apresentadas na Tabela 3, afetam a média dos rendimentos, quando comparadas à classe TRABALHADOR NÃO QUALIFICADO (categoria de referência). Em outras palavras, indivíduos que estão em uma dessas categorias de classe, independentemente do status, da qualificação ou da composição sexual, racial e setorial da ocupação possuem rendimentos médios mais elevados do que os trabalhadores não qualificados.

Entretanto, nos interessa, particularmente, observar os resultados dos coeficientes referentes às variáveis SSEO e às cinco categorias de classe (ou seja, o efeito sobre o diferencial de rendimentos entre raças) na Tabela 4. O que se pode observar, a partir da Tabela 4, é que apenas duas classes sociais demonstram efeitos relevantes. A categoria de classe PEQUENO EMPRESÁRIO apresenta um coeficiente negativo, o que indica que, mantido tudo o mais constante, entre pequenos empresários a desigualdade racial de rendimentos do trabalho é menor^[9] do que no grupo de referência (TRABALHADOR NÃO QUALIFICADO). A categoria de classe de GERENTE, por sua vez, tem um coeficiente positivo e bastante relevante (0,099, indicando que o diferencial de rendimentos entre brancos e negros é cerca de 9,9% maior para um GERENTE do que é para um TRABALHADOR NÃO QUALIFICADO).

Os resultados indicam que, quando controlamos pela origem socioeconômica familiar do respondente, a interação entre SSEO e desigualdade racial de rendimentos do trabalho encontrado por Grodsky e Pager (2001) para o caso americano não se confirma. Todavia, isso não significa que não se encontre nos nossos dados a interação entre estrutura ocupacional e desigualdade racial de rendimentos do trabalho. Quando utilizamos categorias de classe, a interação emerge no caso de duas categorias, a saber, o PEQUENO EMPRESÁRIO e o GERENTE. Todavia, as interações das duas categorias de classe com a desigualdade racial de rendimentos do trabalho são inversas. Ao passo que no caso do PEQUENO EMPRESÁRIO a desigualdade é menor do que a do grupo de referência (TRABALHADOR NÃO QUALIFICADO, que é o grupo com menor média de rendimento do trabalho), no caso do GERENTE a desigualdade racial e maior do que a do grupo de referência.

Quanto à nossa hipótese de pesquisa, os resultados aqui encontrados são relativamente dúbios. Não encontramos uma relação clara entre SSEO e desigualdade racial. A maior parte das categorias de classe não apresentam coeficientes na direção esperada (três das categorias – GRANDE EMPRESÁRIO, AUTÔNOMO e PROFISSIONAL – apresentam coeficientes tão baixos que devemos concluir não haver diferença em relação ao grupo de referência, ao passo que a categoria de PEQUENO EMPRESÁRIO apresenta um coeficiente bastante relevante, porém negativo, que seria o contrário do que se deveria esperar).

Novos estudos quantitativos e qualitativos podem revelar que essa menor desigualdade racial entre pequenos empresários pode até ser percebido pelos próprios atores e levar a uma revelação de preferência por parte de indivíduos negros por atividades econômicas dessa natureza. Será que o chamado empreendedorismo atrai, em média, mais os negros do que os brancos?

Quanto à categoria de classe de GERENTE, o coeficiente corrobora a hipótese de pesquisa. Ou seja, no caso das ocupações gerenciais (que são ocupações com alguns dos maiores rendimentos médios e com condições de trabalho bastante melhores do que a média) observar-se o mesmo tipo de resultado encontrado no geral pelos pesquisadores da terceira fase discutida acima, bem como o mesmo tipo de resultado encontrado por Grodsky e Pager(2001). Ou seja, ocupações gerenciais que, segundo a teoria de classes, têm como principal característica os chamados “ativos organizacionais” (a autoridade ou dominação burocrática), são as que mostram maiores níveis de desigualdade racial nos rendimentos do trabalho. Ou seja, a questão central da interação entre estrutura ocupacional e desigualdade racial está centrada na questão do poder. Nossos resultados indicam que trabalhadores brancos são mais valorizados para o exercício do poder dentro das organizações, para a imposição da disciplina corporativa, do que trabalhadores negros. Este resultado parece ser coerente com vários aspectos das teorias de classe, principalmente com elementos weberianos dos quais estas são tributárias, ao mostrar que a questão da dominação burocrática, da autoridade gerencial, é central no mundo moderno. Em trabalhos anteriores^[10], já havíamos identificado a relevância da categoria de classe de GERENTE para entender a desigualdade de rendimentos no Brasil, com referência a outras questões específicas. Neste trabalho, identificamos sua relevância para o entendimento da desigualdade racial de rendimentos do trabalho.

Conclusões

Nossos resultados mostram que interações entre a estrutura ocupacional e a desigualdade racial de rendimentos do trabalho existe no Brasil, mesmo quando controlamos por variáveis de origem socioeconômica familiar. Em particular, mostramos claramente que, embora ao se controlar a origem socioeconômica familiar não se encontre a interação esperada, duas categorias de classe interagem com a desigualdade racial de rendimentos do trabalho. Mais especificamente, podemos ver que na categoria de PEQUENO EMPRESÁRIO a desigualdade racial é menor, enquanto que na categoria de GERENTE a desigualdade racial é maior.

Nossos resultados, portanto, mostram duas coisas importantes:

• Reforçam achados anteriores que indicam que o efeito aditivo de categorias de classe em funções de rendimento do trabalho pode ser de grande relevância.

• Reforçam achados anteriores que indicam a relevância da categoria de classe de GERENTE para o entendimento da desigualdade de rendimentos do trabalho, ou seja, como a categoria de classe estratifica de forma mais aguda a População Economicamente Ativa em termos de seu rendimento do trabalho e dos retornos econômicos do capital humano.

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Notas