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UNIVERSIDADE ESTADUAL DE CAMPINAS
INSTITUTO DE ECONOMIA
LUIS ABEL DA SILVA FILHO
MIGRAÇÃO: INSERÇÃO SOCIOECONÔMICA, CONDIÇÃO
DE ATIVIDADE E DIFERENCIAIS DE RENDIMENTOS NO
BRASIL
CAMPINAS 2017
UNIVERSIDADE ESTADUAL DE CAMPINAS
INSTITUTO DE ECONOMIA
LUIS ABEL DA SILVA FILHO
MIGRAÇÃO: INSERÇÃO SOCIOECONÔMICA, CONDIÇÃO
DE ATIVIDADE E DIFERENCIAIS DE RENDIMENTOS NO
BRASIL
Prof. Dr. Alexandre Gori Maia – orientador
Tese de Doutorado apresentada ao Programa de Pós-Graduação em Ciências Econômicas da Universidade Estadual de Campinas para obtenção do título de Doutor em Ciências Econômicas, área de concentração Teoria Econômica. ESTE EXEMPLAR CORRESPONDE À VERSÃO FINAL DA TESE DEFENDIDA PELO ALUNO LUIS ABEL DA SILVA FILHO E ORIENTADA PELO PROF. DR. ALEXANDRE GORI MAIA.
______________________________________________
Orientador
CAMPINAS 2017
Agência(s) de fomento e nº(s) de processo(s): Não se aplica.
Ficha catalográfica
Universidade Estadual de Campinas
Biblioteca do Instituto de Economia
Mirian Clavico Alves - CRB 8/8708
Silva Filho, Luis Abel, 1981-
Si38m SilMigração: inserção socioeconômica, condição de atividade e diferenciais de
rendimentos no Brasil / Luis Abel da Silva Filho. – Campinas, SP: [s.n.], 2017.
SilOrientador: Alexandre Gori Maia.
SilTese (doutorado) – Universidade Estadual de Campinas, Instituto de
Economia.
Sil1. Migração - Brasil - Aspectos econômicos. 2. Mobilidade social. 3. Brasil -
Municípios. I. Maia, Alexandre Gori, 1972-. II. Universidade Estadual de
Campinas. Instituto de Economia. III. Título.
Informações para Biblioteca Digital
Título em outro idioma: Migration : socioeconomic insertion, condiction of activity and
income differentials in Brazil
Palavras-chave em inglês:
Migration - Brazil - Economics aspects
Social mobility
Brazil - Municipalities
Área de concentração: Teoria Econômica
Titulação: Doutor em Ciências Econômicas
Banca examinadora:
Alexandre Gori Maia [Orientador]
Ana Maria Hermeto Camilo de Oliveira
Alexandre Nunes de Almeida
Alberto Augusto Eichman Jakob
Maria Alice Pestana de Aguiar Remy
Data de defesa: 05-12-2017
Programa de Pós-Graduação: Ciências Econômicas
TESE DE DOUTORADO
LUIS ABEL DA SILVA FILHO
MIGRAÇÃO: INSERÇÃO SOCIOECONÔMICA, CONDIÇÃO
DE ATIVIDADE E DIFERENCIAIS DE RENDIMENTOS NO
BRASIL
Defendida em 05/12/2017
COMISSÃO JULGADORA
Prof. Dr. Alexandre Gori Maia
Instituto de Economia / UNICAMP
Profa. Dra. Ana Maria Hermeto Camilo de Oliveira
CEDEPLAR/UFMG
Prof. Dr. Alexandre Nunes de Almeida
Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz/ESALq
Prof. Dr. Alberto Augusto Eichman Jakob
NEPO/UNICAMP
Profa. Dra. Maria Alice Pestana de Aguiar Remy
Instituto de Economia / UNICAMP
Ata de Defesa, assinada pelos membros da Comissão Examinadora, consta no processo de vida acadêmica do aluno.
À minha família, minha fortaleza e meu alicerce, incondicionalmente!
Aos meus avos Abel e Sinob Maria, Pedro e Ana (in memorian)
Ao povo cearense que, através dos seus impostos, tornaram possíveis a manutenção dos meus
bônus de afastamentos à qualificação Doutoral.
À Universidade Regional do Cariri – URCA, a instituição à qual sou vinculado como docente
do departamento de Economia.
Aos migrantes brasileiros, principalmente os nordestinos!
À minha primeira professora Pedrina Isabel de Souza (in memorian), foi com ela que tudo
começou ...
Dedico!
Agradecimentos
A DEUS, pelo dom da vida e pela força, sempre.
Meus pais, Dona Maria Anunciada e seu Luís Abel, por tudo que representam na minha
vida e por todos os ensinamentos imprescindíveis à minha principal formação – a de ser
humano. Sou-lhes eternamente grato.
Aos meus irmãos Damásio, Peu e Odair, pela oportunidade de aprender com vocês
diariamente a me tornar um ser humano melhor. E ao meu cunhado João e Minhas cunhadas
Benta Leal e Gislene. Às minhas sobrinhas Rayra e Laysla e aos sobrinhos Lucas, Luís
Henrique e João Pedro (meu afilhado). Vocês são os filhos do meu coração.
Àminha namorada Naanda Matos pelo companheirismo, atenção e compreensão nessa
reta final do curso.
Ao professor Alexandre Gori Maia, pela orientação no encaminhamento deste trabalho.
Discussões e debates sobre o tema e sobre o método me foram muito importantes.
Agradecimento especial aos meus amigos Bruno Miyamoto, Roney Fraga e Elias Netto,
pela atenção dada especialmente no uso de recursos instrumentais desta Tese, a partir das
discussões sobre o uso do Software R.
À professora Maria Messias, do departamento de Economia da Universidade Regional
do Cariri – URCA, pelas discussões importantes e enriquecedoras que temos e mantemos no
exercício de nossa profissão de docentes pesquisadores.
Aos funcionários do Instituto de Economia que foram imprescindíveis no auxilio e na
atenção dada ao longo desses anos, destacando Marcelo Messias, Isabel (Belzinha) Fátima,
Greizi, Lourdes, Giovana, Kely, Andréa, Eliane, Chico Orlandino, Ricardo, Fernando, Neuma,
Vladimir, Sasá, Vânia e Eva.
Ao professor e gênio do Instituto, Zé da Naoko (José Maria) pela paciência e pelas
importantes questões reflexivas levantadas ao longo de nossas infindáveis discussões sobre
ciência e economia.
Aos professores Ivette Luna, Rosangela Ballini, Rodrigo Lana, Marcelo Cunha, Marcelo
Justus, Francisco Lopreato, Bastiaan Reydon pelas imprescindíveis contribuições dadas ao
longo da minha formação Doutoral.
Aos meus amigos de curso e de bares: Alessandra, Aparecido (Cidão), Rodrigo, Acson,
Janaina, Rafael Gava, Camila Sakamoto, Camila Véneo, Diegão, Renato, Gabriel, Brunno
Sibin, Bruno Miyamoto, Elias, Kelvio, Felipe, Caio, Murilo, Fábio Massago.
Saudade1!
Saudade! Olhar de minha mãe rezando,
E o pranto lento deslizando em fio…
Saudade! Amor de minha terra…
O rio Cantigas de águas claras soluçando.
Noites de junho… O caboré com frio,
Ao luar, sobre o arvoredo, piando, piando…
E, ao o vento, as folhas lívidas cantando
A saudade imortal de um sol de estio.
Saudade! Asa de dor do pensamento!
Gemidos vãos de canaviais ao vento…
As mortalhas de névoa sobre a serra…
Saudade! O Parnaíba – velho monge,
As barbas brancas alongando… E, ao longe,
O mugido dos bois da minha terra…
1 Da Costa e Silva, em “Grandes Sonetos da nossa Língua”. [Organização e seleção de José Lino Grünewald].
Rio de Janeiro: Nova Fronteira, 1987.
RESUMO
O objetivo desta Tese é analisar as questões socioeconômicas que impactam: na dinâmica
migratória; na condição socioeconômica dos migrantes nos locais de destino; na condição de
atividade; e nos diferenciais de rendimentos no trabalho. A hipótese geral é a de que a migração
no Brasil é ocasionada pela dinâmica socioeconômica regional e resulta das ações individuais
ou coletivas de um grupo positivamente selecionado da população brasileira. As hipóteses
centrais dos capítulos da tese são as de que: (𝑖) os condicionantes socioeconômicos brasileiros
são importantes determinantes da dinâmica migratória; (𝑖𝑖) os migrantes responsáveis pelos
domicílios conseguem melhores condições de vida nos locais de destino do que na origem, mas
eles não conseguem, no curto prazo, terem inserção socioeconômica equivalente à dos não
migrantes; (𝑖𝑖𝑖) os migrantes, mesmo sendo pessoas formalmente mais instruídas, inserem-se
no mercado de trabalho de forma relativamente mais precária; (𝑖𝑣) apesar da inserção mais
precária, os migrantes auferem melhores rendimentos que os não migrantes devido, sobretudo,
a fatores não observáveis. Recorre-se à revisão de literatura e, posteriormente, às bases de dados
dos Censos Demográficos do Brasil nos anos de 2000 e de 2010. Trabalha-se com a migração
de data fixa ao logo de toda a tese. Na primeira parte, usam-se como indivíduos da amostra os
migrantes responsáveis pelos domicílios; na segunda parte, recorre-se aos indivíduos que se
declararam migrantes em idade ativa (15 a 60). O tratamento analítico foi dado a partir de uso
de modelos econométricos para investigar a hipótese básica de cada um dos capítulos que se
aliam à hipótese geral da tese. Os resultados mostram que houve uma redução nas disparidades
socioeconômicas regionais no ano de 2010 comparado a 2000, com crescimento substancial da
cobertura de serviços de infraestrutura domiciliar. Porém, a inserção socioeconômica dos
migrantes ocorre de forma relativamente mais precária que a dos não migrantes em seus locais
de destino, haja vista que são maiores as chances de acesso a serviços básicos para os não
migrantes do que para os migrantes nos dois anos analisados, apesar da redução dessa
desigualdade no último ano em comparação ao primeiro. No que se refere à condição de
atividade, os migrantes experimentam maior renda média domiciliar, porém com maiores taxas
de desemprego e menor taxa de formalidade no mercado de trabalho, apesar de mais
escolarizados que os não migrantes. Além disso, a propensão dos migrantes a trabalhar e/ou
estudar é menor em todos os anos em comparação aos não migrantes. Somente em 2010, a
propensão de um migrante estar desempregado era maior que a de um não migrante. Apesar
disso, os migrantes brasileiros, quando ocupados no mercado de trabalho, auferem maiores
rendimentos médios que os não migrantes devido a características produtivas não observáveis.
ABSTRACT
The aim of this thesis is to analyze the socioeconomic issues that influence the migratory
dynamics; the socio-economic status of migrants at the places of destination; the condition of
activity; and the income differentials at work. The general hypothesis is that migration in Brazil
is caused by regional socioeconomic dynamics resulting from individual or collective actions,
from a positively selected group of the Brazilian population. The central hypotheses of the
thesis chapters are that: (i) Brazilian socioeconomic conditions are important determinants of
migration dynamics; (ii) migrants have better conditions at the place of destination than at the
origin, but they cannot, in the short term, have socioeconomic insertion equivalent to non-
migrants; (iii) Migrants, though they have higher levels of formal education, enter the labor
market relatively more precariously; (iv) despite the more precarious insertion, migrants earn
higher wages than non-migrants, mainly due to unobservable factors. The analysis is based on
literature review and on Brazil’s Demographic Census databases of the years 2000 and 2010.
We work with the migration of a fixed date. In the first part of the thesis, the migrants
responsible for the households are used as individuals of the sample; in the second part of the
thesis, individuals who declared themselves migrants of working age (15 to 60) are used.
Econometric models were used to investigate the basic hypothesis of each of the chapters, based
on the general hypothesis of the thesis. The results show that there was a reduction in the
regional socioeconomic disparities in the year 2010 compared to the year 2000, with substantial
growth of home infrastructure services coverage. However, the socioeconomic insertion of
migrants occurs relatively more precariously than that of non-migrants in their places of
destination, since the chances of access to basic services are higher for migrants than for non-
migrants in both years, despite the reduction of the differences in the last year in comparison to
the first one. With regard to the condition of activity, although migrants present higher
educational levels and average household income, they are subject to higher rates of
unemployment and lower formality in the labor market. In addition, the propensity of migrants
to work and/or study, is lower in all years compared to non-migrants. In 2010, the propensity
of a migrant to be unemployed was higher than that of non-migrants. Nevertheless, Brazilian
migrants, when employed in the labor market, earn higher incomes on average compared to
non-migrants due to unobservable productive characteristics.
LISTA DE FIGURAS
Figura 1-1: Clusters hierárquicos dos municípios brasileiros, a partir da cobertura dos serviços
de infraestrutura domiciliar – 2000/2010. ................................................................................ 34
Figura 1-2 Clusters hierárquicos dos municípios brasileiros, a partir da cobertura de capital
humano – 2000/2010. ............................................................................................................... 37 Figura 1-3: clusters hierárquicos dos municípios brasileiros, a partir da cobertura de ocupados,
contribuintes de instituto de previdência, trabalhadores da indústria, comércio e serviços e taxa
de não pobres no trabalho – 2000/2010. .................................................................................. 40
Figura 1-4: clusters hierárquicos dos municípios brasileiros pela abordagem socioeconômica–
2000/2010. ................................................................................................................................ 44 Figura 1-5: Total de migrantes brasileiros de data fixa no ano de 2000 e de 2010 (cada [.] ponto
do mapa equivale a 1.000 pessoas). ......................................................................................... 46 Figura 1-6: Índice de Eficácia Migratória nos municípios brasileiros – 2000/2010 Índice de
Eficácia Migratória nos municípios brasileiros – 2000/2010 ................................................... 47
LISTA DE TABELAS
Tabela 1-1: Descrição das variáveis e do e dos valores médios municipais no Brasil: 2000/ 2010
.................................................................................................................................................. 25
Tabela 1-2: Número de municípios e valores médios por variáveis nos clusters da dimensão
infraestrutura - 2000/2010 ........................................................................................................ 33 Tabela 1-3: Número de municípios e valores médios por variável nos clusters da dimensão
capital humano - 2000/2010 ..................................................................................................... 36 Tabela 1-4: Número de municípios e valores médios por variável nos clusters da dimensão
mercado de trabalho - 2000/2010 ............................................................................................. 39 Tabela 1-5: Número de municípios e valores médios totais e por variáveis nos clusters
multidimensionais - 2000/2010 ................................................................................................ 42 Tabela 1-6: Modelo de dados em painel para participação de migrantes e migrantes nos
municípios brasileiros - 2000/2010 .......................................................................................... 50
Tabela 2-1: Valores médios segundo condição de migração (apenas responsáveis dos
domicílios) - 2000/2010 ........................................................................................................... 59
Tabela 2-2: Regressão Logística Binária para serviços de infraestrutura domiciliar nos
municípios brasileiros - 2000/2010 .......................................................................................... 62
Tabela 2-3: Regressão Logística binária dimensão capital humano nos municípios brasileiros -
2000/2010 ................................................................................................................................. 66
Tabela 2-4: Regressão Logística binária para a dimensão mercado de trabalho nos municípios
Brasileiros - 2000/2010 ............................................................................................................ 68 Tabela 3-1:Total de pessoas com idade entre 15 e 60 anos segundo condição de atividade nos
municípios brasileiros – 2000/2010 ......................................................................................... 80 Tabela 3-2: Valores médios (proporções para binárias e R$ para renda domiciliar per capita)
das variáveis de controle - 2000/2010 ...................................................................................... 81
Tabela 3-3: Resultado das estimativas do modelo Logit Multinomial para a escolha de trabalhar
e estudar - 2000/2010 ............................................................................................................... 83
Tabela 3-4: Resultado das estimativas do modelo Logit Multinomial para a escolha de só
trabalhar - 2000/2010 ............................................................................................................... 84
Tabela 3-5: Resultado das estimativas do modelo Logit Multinomial para a escolha de só
estudar - 2000/2010 .................................................................................................................. 84
Tabela 3-6: Resultado das estimativas do modelo Logit Multinomial para a escolha de estar
Desocupado - 2000/2010 .......................................................................................................... 85
Tabela 3-7: – Odds ratio das estimativas das variáveis utilizadas no modelo de regressão
logística multinomial – 2000/2010 ........................................................................................... 86 Tabela 4-1: Descrição das variáveis utilizadas e padronizadas nos censos de 2000 e de 2010.
.................................................................................................................................................. 98
Tabela 4-2: Estatísticas descritivas das variáveis utilizadas neste estudo para o Brasil: censos
de 2000/2010 .......................................................................................................................... 102 Tabela 4-3: Estimativas da probabilidade de migração para o Brasil nos censos de 2000 e de
2010 ........................................................................................................................................ 105
Tabela 4-4: Estimativa do segundo estágio de Heckman sobre a determinação da renda do
trabalho dos migrantes no Brasil – 2000/2010 ....................................................................... 108 Tabela 4-5: Decomposição dos efeitos marginais das características observáveis a não
observáveis sobre os diferenciais de rendimentos de não migrantes e migrantes - 2000/2010
................................................................................................................................................ 110
Sumário
INTRODUÇÃO ....................................................................................................................... 15
CAPÍTULO I ............................................................................................................................ 20
1. DINÂMICA SOCIOECONÔMICA E MIGRAÇÕES: A EXPERIÊNCIA BRASILEIRA
NOS ANOS 2000 ................................................................................................................. 20
1.1 – Considerações iniciais ............................................................................................. 21
1.2 – Procedimentos metodológicos ................................................................................. 23
1.2.1 – Análise de agrupamento por clusters hierárquicos .............................................. 24
1.2.2 – Índice de Eficácia Migratória ............................................................................... 27
1.2.3 – Modelo de dados em painel .................................................................................. 28
1.3 – Dinâmica migratória brasileira: aspectos socioeconômicos e demográficos .......... 29
1.3.1 – Cobertura de serviços básicos domiciliares nos municípios brasileiros .............. 32
1.3.2 – Distribuição do capital humano nos municípios brasileiros ................................. 35
1.3.3 – Estrutura do mercado de trabalho municipal no Brasil ........................................ 38
1.3.4 – Desenvolvimento socioeconômico municipal no Brasil: uma abordagem
multidimensional .............................................................................................................. 41
1.4. – Determinantes da migração nos municípios brasileiros ......................................... 45
1.4.1 – Modelo de dados em painel .................................................................................. 48
1.5. – Considerações finais ............................................................................................... 50
CAPÍTULO II .......................................................................................................................... 53
2. MIGRAÇÃO E INSERÇÃO SOCIOECONÔMICA NOS MUNICÍPIOS BRASILEIROS
.............................................................................................................................................. 53
2.1 Considerações iniciais ................................................................................................ 54
2.2 Procedimentos metodológicos .................................................................................... 56
2.2.1 – Modelo de regressão logística binária .................................................................. 56
2.3– Caracterização socioeconômica e demográfica no Brasil: comparativo entre
migrantes e não migrantes ................................................................................................ 58
2.4 – Condicionantes individuais de acesso ..................................................................... 60
2.4.1 – Dimensão de acesso a serviços de infraestrutura domiciliar básica ..................... 61
2.4.2 – Dimensão de capital humano ............................................................................... 65
2.4.3 – Dimensão de mercado de trabalho ....................................................................... 68
2.5 – Considerações finais ................................................................................................ 70
CAPÍTULO III ......................................................................................................................... 72
3. MIGRAÇÃO E CONDIÇÃO DE ATIVIDADE NO MERCADO DE TRABALHO
BRASILEIRO ...................................................................................................................... 72
3.1 – Considerações iniciais ............................................................................................. 73
3.2 – Procedimentos metodológicos ................................................................................. 75
3.2.1 – Base de dados ....................................................................................................... 76
3.2.2 – Modelo empírico .................................................................................................. 76
3.3 – Considerações teóricas acerca do mercado de trabalho e da dinâmica migratória . 78
3.3.1 – Condição de atividade da população migrante e não migrante nos municípios
brasileiros ......................................................................................................................... 79
3.4 – Resultados e discussões ........................................................................................... 82
3.5 – Considerações finais ................................................................................................ 87
CAPÍTULO IV ......................................................................................................................... 90
4. MIGRAÇÃO, SELEÇÃO E DIFERENCIAIS DE RENDIMENTOS NO MERCADO DE
TRABALHO NO BRASIL DOS ANOS 2000. ................................................................... 90
4.1 – Considerações iniciais ............................................................................................. 91
4.2 – Diferenciais de rendimentos no mercado de trabalho e seleção migratória: uma
revisão de literatura .......................................................................................................... 93
4.3 – Procedimentos metodológicos ................................................................................. 98
4.3.1 - Base de dados, variáveis e recorte temporal. ........................................................ 98
4.3.2 - Modelo empírico utilizado .................................................................................... 99
4.4 – Resultados e discussões ......................................................................................... 104
4.5 – Considerações finais .............................................................................................. 111
CONCLUSÕES ...................................................................................................................... 114
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ................................................................................... 117
15
INTRODUÇÃO
Esta Tese tem como objetivo fazer um estudo acerca das questões que impactam na
dinâmica migratória, comparando a inserção socioeconômica, a condição de atividade e os
diferenciais de rendimentos do trabalho de migrantes e não migrantes nos municípios
brasileiros. A hipótese central é a de que as transformações socioeconômicas brasileiras
impactaram na dinâmica migratória nos anos 2000, com redução no volume de migrantes, que
pode ser atribuída, em parte, à leve melhora nos indicadores socioeconômicos nacionais. Apesar
disso, quando migram, mesmo sendo pessoas formalmente mais instruídas, inserem-se no
mercado de trabalho de forma relativamente mais precária, apesar de serem eles um grupo
positivamente selecionado da população brasileira, com características não observáveis que os
tornam mais produtivos e capazes de auferir rendimentos no trabalho maiores que os de um não
migrante.
O pressuposto básico tomado para a análise é o de que o desenvolvimento
socioeconômico e a dinâmica demográfica populacional brasileira foram marcados por
desníveis acentuados em sua consolidação. Concentração econômica regional; indicadores de
condições habitacionais díspares; elevada desigualdade no mercado de trabalho; disparidades
relevantes no capital humano nacional; taxas de desemprego significativamente elevada e com
substanciais diferenças entre as regiões; condições de atividades diferentes entre a população
economicamente ativa nacional; diferenciais de rendimentos substancialmente elevados entre
os ocupados na diferentes regiões do país, dentre outras questões, marcaram o movimento
populacional em busca de condições socioeconômicas melhores em regiões economicamente
mais dinâmicas (SJAASTADE, 1980; LEE, 1980; MARTINE, 1990; CAMARANO &
ABRAMOVAY, 1998; PACHECO, 1998; GUIMARÃES NETO, 1999; DINIZ, 2001;
ARAUJO, 2000; BRITO, 2006).
O contexto socioeconômico do país foi indutor da dinâmica migratória, sobretudo em
anos de baixo crescimento econômico e com forte incidência de volatilidade climática em
regiões de economias agrárias, o que ocasionava a necessidade de migrar como uma estratégia
de superação aos desafios impostos pelas condições locais. As diferenças regionais e a busca
por oportunidades de trabalho, diante de um quadro de baixo crescimento econômico e reduzida
disponibilidade de mão de obra em algumas regiões, motivaram um movimento migratório em
16
busca de inserção ocupacional, em um contexto de limitadas possibilidades de trabalho nas
regiões de origem (SJAASTADE, 1980; LEE, 1980; MARTINE, 1990).
A dinâmica socioeconômica regional foi a primeira característica observada como fator
de atração de migrantes nos clássicos estudos de Sjaastade (1980), Lee (1980) e Martine (1987).
A renda esperada na região de destino substancialmente superior à renda auferida na região de
origem constitui fator significativo no processo de expulsão e atração de mão de obra. Mesmo
sabendo que fatores implícitos à decisão de migrar têm fortes impactos, o desejo pessoal de
melhorar as condições socioeconômicas é determinante na decisão final (migrar ou não migrar).
Nesse sentido, a mobilidade espacial da população está intrinsecamente relacionada à
mobilidade social. Sair da origem para outro destino é a busca por melhores condições de
trabalho, com o qual se espera que haja maiores possibilidades de mobilidade social.
Considerando-se estudos de Maia & Quadros (2010) e Maia (2013) é possível observar que a
mobilidade social pelo trabalho configurou importante condição de melhoria social na
economia brasileira nos anos 2000. Ademais, estudos recentes convergem à lógica que se
configurou sobremaneira nos modelos teóricos sobre migrações por muitos anos, firmando que
a mobilidade social do migrante acontece pelo trabalho (LIMA & VALE, 2001; SANTOS
JUNIOR, 2002; GREENWOOD & HUNT, 2003).
A abordagem histórico-estrutural propõe que a decisão de migrar parte do desejo por
melhores condições de remuneração e de trabalho ofertados no local de destino em relação ao
local de origem. Todaro (1980) considerou que a decisão de migrar é uma decisão pautada em
fatores de natureza econômica e está diretamente influenciada pelas possibilidades de melhores
condições de inserção socioeconômicas dos indivíduos. Partindo deste princípio, as
características individuais observáveis (raça/cor, sexo, escolaridade, dentre outras) e não
observáveis (determinação, motivação, espírito empreendedor, dentre outras) analisadas na
decisão de migração só ganham destaque em estudos empíricos mais atuais. Mas a possibilidade
de ascensão social do indivíduo é o que mais explica a decisão da migração.
Ao longo dos anos, o movimento migratório foi sobremaneira elevado, com destinos os
mais diversos entre as regiões do país, porém, com focos específicos em regiões onde o
desenvolvimento econômico apresentava-se potencialmente elevado. O Sudeste brasileiro foi,
por muitas décadas, tanto em termos absolutos quanto relativos, a região de maior atratividade
de migrantes intra e interregionais. Contrariamente, o Nordeste apresentou movimento de
expulsão significativo nos últimos cinquenta anos do século XX (NETTO JUNIOR et al.,
17
2008), mas com mudanças acentuadas registradas nos últimos anos (OLIVEIRA &
JANNUZZI, 2005; QUEIROZ & BAENINGER, 2013).
O baixo dinamismo econômico de algumas regiões mostra-se como fator
acentuadamente elevado para explicar os processos migratórios (SINGER, 1980; TAYLOR,
1980; BORJAS, 1996; PACHECO & PATARRA, 1997). A dinâmica da população é orientada
pela dinâmica econômica, sendo este o principal fator de atração de migrantes no Brasil e no
mundo (salvo os poucos países em que as migrações são motivadas pelas guerras, catástrofes
climáticas, perseguições religiosas, dentre outras), mesmo compreendendo-se que a decisão é
individual (SINGER, 1982; SAWYER, 1984; CANÇADO, 1999; SANTOS, 2006; MATA et
al., 2007; CAMBOTA & PONTES, 2012; FREGUGLIA & MENEZES FILHO, 2012).
Pelo contexto apresentado, esta Tese busca analisar a dinâmica socioeconômica
brasileira e os fatores de desenvolvimento socioeconômico atuantes na atração de migrantes,
bem como sua inserção socioeconômica, condição de atividade e os diferenciais de rendimentos
do trabalho nos municípios do país. A especificidade desta investigação reside na análise
conjunta dos fatores socioeconômicos intermunicipais2 e individuais que impactam na decisão
de migração. Por essa ótica, o desenvolvimento do trabalho baseia-se tanto em uma abordagem
histórico-estruturalista quanto na ótica da maximização do bem-estar individual.
Destarte, a intenção é observar as diferenças socioeconômicas e o perfil dos migrantes,
bem como sua inserção socioeconômica nos municípios brasileiros, já que a divergência
econômica do país é sobremaneira elevada. Sem embargo, a análise pretende responder algumas
questões relacionadas ao deslocamento populacional, quais sejam: Quais as relações entre as
condições socioeconômicas municipais e a dinâmica migratória? Como os migrantes se
inserem, em termos socioeconômicos, nos locais de destino? Qual o perfil de inserção
socioeconômica (estudante, inativo, ocupado, desempregado) dos migrantes nos municípios
brasileiros e como esses migrantes foram inseridos no mercado de trabalho? Há seleção positiva
migratória nos municípios do país?
Para responder a estas indagações, buscou-se analisá-las com suporte teórico pautado a
partir de uma revisão de literatura nacional e internacional (organizado na forma de
considerações iniciais e discussões teóricas), bem como das informações censitárias dos Censos
2 A migração intermunicipal é aquela em que uma pessoa muda de um município para outro. É migrante
intermunicipal aquela pessoa que migra de um município pertencente a um estado para outro município
pertencente a outro estado, ou seja, interestadual; ou aquela que migra de um município de um estado para outro
município no mesmo estado, ou seja, intraestadual. Assim, a migração intermunicipal acontece de um município
para outro, seja do mesmo ou de outro estado.
18
Demográficos do Brasil, usadas em cada capítulo. Utilizam-se dados do ano de 2000 e de 2010
e ao longo da Tese trabalha-se com a migração de data fixa. A primeira parte da Tese busca
analisar as questões de natureza socioeconômica e de oportunidades, relacionadas à inserção
dos migrantes nos locais de destinos. Com isso, a primeira parte compõe-se a partir da
construção dos dois primeiros capítulos, os quais têm, como indivíduos amostrais, os
responsáveis pelos domicílios brasileiros. Busca-se comparar a condição socioeconômica entre
migrantes e não migrantes, dando ênfase às condições de inserção nos locais de destino a partir
de três dimensões, quais sejam: infraestrutura habitacional; capital humano e mercado de
trabalho.
A escolha da migração de data fixa deu-se pelas observações de Chiswick (1978; 1999),
que corrobora a hipótese de que os migrantes tendem a adquirir as características dos não migrantes
nos locais de destinos ao longo do tempo, eliminando as características não observáveis que os tornam
um grupo positivamente selecionado. Assim, trabalhar com a data fixa que corresponde ao intervalo
de até cinco anos de migração é uma forma de comparar migrantes e não migrantes sem a perda das
características citadas por este autor. Ademais, o estudo de Silva et al. (2016) mostra que, no Norte
do Brasil, só é possível constatar a seletividade migratória entre aqueles que estão na região com
menos de cinco anos. A partir disso, a renda dos migrantes tende a convergir com a dos não migrantes,
com queda relativa dos diferenciais em 5% ao ano, ratificando os estudos de Chiswick (1978; 1999).
Na segunda parte da Tese, busca-se entender a inserção no mercado de trabalho e a
questão dos rendimentos auferidos por migrantes e não migrantes, com o fito de observar se há
relação entre migração e diferenciais de rendimentos nos municípios brasileiros. No Capítulo
III, busca-se, a partir de regressões logísticas multinomial, abordar a inserção dos migrantes no
mercado de trabalho comparativamente aos não migrantes, dando ênfase à condição de
atividade (trabalha e estuda; só estuda; só trabalha; inativo; desempregado); e no Capítulo IV,
testa-se a hipótese de seleção positiva migratória em níveis municipais e os diferenciais de
rendimentos do trabalho entre migrantes e não migrantes ocupados (remunerados) no país. O
recorte da idade de 15 a 60 anos deu-se pelo fato de ser a faixa de idade em que a população
brasileira encontra-se legalmente ocupada e sem o viés amostral de pessoas aposentadas.
Considerando-se a decisão de migrar como sendo influenciada por fatores de natureza
socioeconômica e de cunho individual os mais diversos possíveis, a magnitude das variáveis
econômicas influencia a dinâmica populacional (infraestrutura, mercado de trabalho, taxa de
desemprego, salários, dentre outras). Ademais, é oportuno destacar que é possível mensurar a
influência que cada uma das características (socioeconômicas e demográficas individuais)
19
utilizadas pode exercer sobre a tomada de decisão e os processos migratórios. Adicionalmente,
destaque-se que a inserção socioeconômica dos migrantes nos municípios do país, a partir dos
dois últimos censos demográficos, permite observar tanto a dinâmica migratória quanto o
contexto econômico e social oriundo das transformações socioeconômicas vivenciadas no
Brasil. Por esta ótica, firmam-se os propósitos deste estudo.
20
CAPÍTULO I
1. DINÂMICA SOCIOECONÔMICA E MIGRAÇÕES: A EXPERIÊNCIA
BRASILEIRA NOS ANOS 2000
SINOPSE: o objetivo deste capítulo é analisar como os padrões de desenvolvimento
socioeconômico brasileiro afetam os fluxos migratórios registrados em níveis municipais.
Propõe-se a hipótese de que a dinâmica socioeconômica reduziu a heterogeneidade espacial em
2010 comparado com o ano 2000, e que a dinâmica migratória reproduziu o padrão de
desenvolvimento socioeconômico em múltiplas dimensões de análises. O recorte amostral é o
domicílio, e as informações socioeconômicas (incluindo condição e migração) estão
relacionadas à pessoa responsável pelo domicílio. Metodologicamente, constroem-se clusters
municipais nas dimensões de infraestrutura, capital humano e mercado de trabalho; em seguida,
constrói-se o Índice de Eficácia Migratória – IEM e se recorre ao uso de modelos de dados em
painel de efeitos fixos, tendo os municípios como unidades de análise. Os resultados mostram
que a desigualdade entre o norte e o sul do país reduziu, com a melhora de quase todos os
indicadores socioeconômicos em análise, em todas as regiões e estados, apesar de ainda haver
forte concentração de riqueza e de desenvolvimento no eixo Sudeste/Sul, o que está associado
aos fluxos migratórios. As variáveis de mercado de trabalho, tais como ocupação, trabalho no
setor da indústria, comércio e serviços, explicam em maior proporção a participação de
migrantes nos municípios do país. Já em relação à emigração, são os efeitos negativos dessas
variáveis que motivam a saída de pessoas de seu município.
Palavras-chave: Brasil; desenvolvimento socioeconômico; migrações municipais.
21
1.1 – Considerações iniciais
As disparidades socioeconômicas regionais constituem um dos principais temas de
estudos regionais (PERROUX, 1957; MYRDAL, 1956; BOUDEVILLE, 1961; ISARD, 1962;
CHRISTALLER, 1966; RICHARDSON, 1973; BENKO, 1999, 2002). A concentração de
atividades produtivas, suas causas e consequências foram e continuam sendo objeto de estudo
da ciência regional, sobretudo pela continuidade das disparidades socioeconômicas em níveis
mundiais. No caso brasileiro, as diferenças substanciais consolidadas a partir da concentração
produtiva regional fazem do país um vasto espaço geográfico com características
socioeconômicas peculiares em suas regiões (PACHECO, 1998; ARAUJO, 2000; DINIZ,
2001; SILVA & SILVA FILHO, 2017). Essas desigualdades tornaram-se motivos de ações do
Estado, a partir da institucionalização de políticas de desenvolvimento regional, com foco
específico na redução da desigualdade socioeconômica, dando ênfase à dinamização de
atividades industriais, sobretudo nas regiões menos desenvolvidas (GUIMARÃES NETO,
1997; PACHECO, 1999; SILVA FILHO et al., 2017).
Essas características díspares na esfera econômica das regiões brasileiras incitaram,
pois, um movimento populacional elevado das regiões mais pobres para as mais ricas,
economicamente ou em ascensão ao longo de toda a história do país (MARTINE, 1984, 1987;
LEE, 1980). No contexto da dinâmica populacional, o deslocamento aconteceu em vários
aspectos diferenciados. Dada a necessidade de firmação em outros locais, principalmente na
região de maior envergadura econômica, registraram-se significativos ingressos de pessoas com
destino a buscar condições socioeconômicas mais estáveis. Não somente o Sudeste, mas outros
grandes centros urbanos brasileiros foram tomados por substancial quantidade de migrantes em
busca principalmente de trabalho (LOBO & MATOS, 2011). Esses fluxos populacionais
acelerados, não seguidos da oferta de serviços básicos relativos, ocasionaram, por muitos anos,
os baixos índices de oportunidade à população, sobretudo aos migrantes nacionais que
passavam a habitar sobremaneira as periferias das grandes e médias cidades.
As consequências do movimento migratório intenso para as grandes cidades são
frequentemente apontadas na literatura. Uma grande quantidade de trabalhos observa os
impactos da migração e afirma que tal movimento migratório acentuou as desigualdades
22
regionais3 à luz de vários aspectos observados (BORJAS, 1987; SANTOS JUNIOR, 2002;
RAMALHO, 2005; DUSTMANN & GLITZ, 2011). No entanto, é pertinente destacar que os
fluxos migratórios no país são orientados pelos níveis de desempenho da economia, em sua
grande maioria: assim, os migrantes vão aonde têm trabalho. A seletividade migratória tende a
concentrar a população com características individuais dinâmicas nas regiões de maior
desenvolvimento econômico, elevando-se as disparidades de renda regional (RAMALHO,
2005). Por outro lado, há os que defendem que a renda adquirida no destino tem acentuado
impacto na origem, haja vista a melhoria socioeconômica das famílias que recebem repasse de
recursos auferidos pelo trabalho dos migrantes nos locais de destino (CANÇADO, 1999;
SANTOS & FERREIRA, 2006).
Nesse sentido, as questões econômicas têm impacto na decisão de migração e na
consolidação do movimento migratório guiado por melhores rendimentos oriundos do trabalho
dos migrantes nos seus locais de destinos (FREGUGLIA, 2007; FREGUGLIA & MENEZES
FILHO, 2012; SILVA et al., 2016). É pertinente acrescentar que a inserção socioeconômica da
grande maioria dos migrantes acontece pela ótica do trabalho. As possibilidades de barganhar
melhores condições limitam-se aos possíveis retornos das atividades laborais. Contudo, outros
indicadores de naturezas socioeconômicas são omitidos nas análises. A cobertura de
indicadores socioeconômicos e a oferta de serviços básicos à população têm sido pouco
exploradas pela literatura nacional, principalmente quando se considera novas motivações nas
decisões migratórias em anos recentes.
Por outro lado, conforme defendeu Singer (1980), os aspectos relacionados à decisão de
migrar não se consolidam somente como uma forma de auferir melhores condições monetárias.
Em muitos casos, a migração decorre da “expulsão”4 na origem dos migrantes. Por muitos anos,
as regiões com problemas relacionados à baixa capacidade produtiva ou afetadas por problemas
de natureza climática foram potenciais fatores de deslocamento de mão de obra para outras
regiões do país (MARTINE & CAMARGO, 1984; CAMARANO & ABRAMOVAY, 1998).
Considerando-se os fatores de evasão mais abordados na literatura que norteiam este
capítulo, entende-se que as questões de natureza socioeconômica foram as mais influentes,
3 Essa vertente interpreta que a força de trabalho com características produtivas superiores migra em busca de
trabalho e isso eleva as disparidades, uma vez que eles elevam o nível médio de desempenho nos locais de destino,
deixando as regiões de origem com a força de trabalho com características produtivas inferiores.
4 Entende-se “expulsão” como fenômeno ocasionado pelas circunstâncias socioeconômicas em regiões de baixo
desempenho econômico, e não motivado por guerras e/ou perseguições políticas e religiosas, fatores de natureza
climática, dentre outros.
23
sobrepondo-se às decisões não observáveis de natureza individual. As condições de inserção
caracterizam-se, no mais das vezes, de forma relativamente precária. Questões circunstanciais
que estão relacionadas à oferta de serviços básicos independem das ações individuais na
condição inicial de inserção dos migrantes no local de destino.
Além disso, é plausível destacar que a corrente migratória de origem relativamente
pobre em relação ao destino – região economicamente mais rica – intensifica-se sobretudo
quando se consideram os fluxos migratórios observados no Brasil nos anos de baixo
desempenho econômico (RAMALHO, 2005; NETTO JUNIOR et al., 2008). Também se
registram na dinâmica contemporânea fluxos e refluxos migratórios com intensidade reduzida,
diante das configurações nas economias locais (BRITO, 2006; BAENINGER, 2012; LIMA &
BRAGA, 2013). As regiões/estados/municípios que expulsam estão usualmente em condições
econômicas relativamente frágeis, com estruturas produtivas acentuadamente precárias e com
baixa capacidade de absorção de mão de obra.
Nas migrações intermunicipais, questões como acesso aos serviços básicos de
infraestrutura domiciliar e oferta de outros serviços públicos, como os de educação, podem
explicar parte da dinâmica migratória. Diante disso, este capítulo busca analisar a dinâmica
migratória brasileira a partir dos condicionantes socioeconômicos e demográficos observados
nas escalas municipais. Observa-se a relação entre infraestrutura domiciliar, capital humano e
mercado de trabalho sobre a migração. Os municípios são considerados as unidades de análises
nesse estudo.
Este capítulo se apoia na hipótese central de que a dinâmica migratória intermunicipal
brasileira é resultado de uma série de fatores circunstanciais (possibilidades de melhores
condições de habitação) e de cunho individual (oportunidade de qualificação profissional e
chances de inserção ocupacional) no destino dos migrantes.
Para atingir o objetivo proposto, o capítulo encontra-se assim estruturado: além destas
considerações iniciais; a segunda seção apresenta os procedimentos metodológicos
desenvolvidos na análise; na terceira seção, analisa-se o desenvolvimento socioeconômico
brasileiro, a partir da construção de padrões multidimensionais de análises; na quarta seção,
apresentam-se os resultados empíricos do capítulo; na quinta, tecem-se as considerações finais
e as perspectivas de novas abordagens.
1.2 – Procedimentos metodológicos
24
Os dados aqui utilizados são provenientes dos Censos Demográficos do Brasil.
Trabalha-se com os microdados da amostra e têm-se como unidade mínima de análise os
municípios. Foram considerados somente os responsáveis pelos domicílios nos censos dos dois
anos em análise. Usar como cerne o responsável pelo domicílio possibilita-nos fazer um uma
análise estrutural da migração e as condições que a família migrante tinha na origem e adquiriu
no destino. Somente a migração de data fixa foram considerados, conforme a definição dos
censos demográficos do Brasil, ou seja: os que responderam que moravam em outro município
em 1995 e em 2005 compõem a amostra de dados para o ano 2000 e 2010, respectivamente. O
objetivo é traçar um perfil das migrações e das condições de vidas dos migrantes a partir dos
dois recortes temporais.
Os municípios foram equiparados e a amostra é o universo é de 5.507 em 2000 e em
2010. Apesar de alguns municípios terem se emancipado no período, esses foram agrupados
para que se tivessem unidades geográficas historicamente comparáveis. A amostra é composta
por 9.448.548 chefes de domicílios no ano 2000; e, 5.492.084 chefes de domicílios em 2010.
1.2.1 – Análise de agrupamento por clusters hierárquicos
Na primeira parte do capítulo, analisa-se o padrão de desenvolvimento socioeconômico
brasileiro, a partir da construção de três dimensões de análise, a saber: 𝑖) infraestrutura
habitacional: cobertura dos serviços de abastecimento de água, coleta de lixo, esgotamento
sanitário e energia elétrica nos domicílios; 𝑖𝑖) capital humano: participação de responsáveis
pelos domicílios alfabetizados, com ensino médio completo e com ensino superior completo
por município; 𝑖𝑖𝑖) mercado de trabalho: participação de responsável pelo domicílio ocupado,
contribuinte de algum instituto oficial de previdência no trabalho principal ou em outro
trabalho; e ocupado nos setores da indústria, comércio ou serviços; ocupados com renda inferior
a um salário mínimo (R$ 510 em 20105). O objetivo é verificar como essas dimensões do
desenvolvimento socioeconômico se relacionam com o percentual de imigrantes e emigrantes
dos municípios. A Tabela 1.1 apresenta a lista completa de variáveis, bem como seus valores
médios em 2000 e 2010.
5 Todas as variáveis monetárias (renda) desta Tese estão em Reais de 2010.
25
Tabela 1-1: Descrição das variáveis e do e dos valores médios municipais no Brasil: 2000/
2010
Variáveis Ano Descrição das Variáveis – participação por município
2000 2010 2000 e 2010
𝑝_𝑖𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,11 0,08 Percentual de domicílios no destino liderado por imigrantes
𝑝_𝑒𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,10 0,08 Percentual de domicílios na origem com responsáveis que emigraram
𝑝_𝑎𝑔𝑢𝑎 0,58 0,69
Percentual de domicílios com serviço de abastecimento de água por rede
geral.
𝑝_𝑒𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜 0,75 0,86
Percentual de domicílios com sistema de esgotamento sanitário por rede
geral de esgoto ou pluvial; fossa séptica e fossa rudimentar.
𝑝_𝑙𝑖𝑥𝑜 0,53 0,70
Percentual de domicílios com coleta de lixo por serviço de limpeza ou
colocado em caçamba de serviço de limpeza.
𝑝_𝑒𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎 0,86 0,97
Percentual de domicílios com abastecimento de energia elétrica por
companhia distribuidora ou por outras fontes.
𝑝_𝑎𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0,72 0,79
Percentual de domicílios nos quais a pessoa responsável afirmou ser
alfabetizada.
𝑝_𝑠𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0,08 0,15
Percentual de domicílios nos quais a pessoa responsável respondeu ter
ensino médio completo.
𝑝_𝑠𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0,02 0,05
Percentual de domicílios nos quais a pessoa responsável respondeu ter
ensino superior completo.
𝑝_𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 0,79 0,74
Percentual de domicílios nos quais a pessoa de referências respondeu estar
ocupado na semana de referência da pesquisa.
𝑝_𝑝𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑𝑒𝑛𝑐𝑖𝑎 0,11 0,12
Percentual de domicílios nos quais o responsável pelo domicílio
respondeu pagar previdência no trabalho principal ou em outro trabalho.
𝑝_𝐼𝐶𝑆
0,30 0,32
Percentual de domicílios nos quais o responsável respondeu estar ocupado
em setores de atividades econômicas da indústria, comércio ou serviços
(ICS).
𝑝_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 0,68 0,57
Percentual de domicílios nos quais o responsável declarou ser pobre no
trabalho. Ou seja, ter remuneração inferior a 1 salário mínimo.
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos Censos demográficos de 2000 e 2010
A partir do método de Ward, o instrumental de clusterização hierárquica foi aplicado,
com o fito de classificar os municípios brasileiros pela semelhança (municípios homogêneos)
e pelas dessemelhanças (municípios heterogêneos) a partir das variáveis utilizadas.
A clusterização ou classificação não supervisionada ocorre pelo agrupamento dos
indivíduos (municípios) de tal forma que os municípios são homogêneos dentro dos clusters e
heterogêneos entre os clusters. Nesse agrupamento, são classificados os indivíduos com
características semelhantes entre si, a partir da distância ou proximidade estatística das variáveis
entre eles (THEODORIDIS & KOUTROUMBAS, 1998; JAIN et al., 1999; MINGOTI, 2005).
O critério de agregação do método de Ward é maximizar a variância entre os grupos e minimiza
a variância dentro dos grupos, conforme Mingoti (2005) e Maia (2006). A medida da
variabilidade total e dada por:
𝑆𝑆𝑖 =∑(𝑋𝑖𝑗 − 𝑋𝑖̅̅̅. )′(𝑋𝑖𝑗 − 𝑋𝑖̅̅̅. )
𝑛𝑖
𝑗=1
(1.1)
26
Onde, 𝑛𝑖 é definido como um número de elementos pertencentes a um conglomerado 𝐶𝑖
em que se encontra no passo 𝑘 de um processo de agrupamento. O 𝑋𝑖𝑗 é definido como o vetor
de observações em que o 𝑗 − é𝑠𝑖𝑚𝑜 elemento amostral pertence ao 𝑖 − é𝑠𝑖𝑚𝑜 conglomerado.
Assim, o 𝑋𝑖̅̅̅ é o centroide do conglomerado 𝐶𝑖, no qual 𝑆𝑆𝑖 corresponde à soma dos quadrados
que correspondem ao conglomerado 𝐶𝑖. Adicionalmente, conforme destacado por Mingoti
(2005), no passo 𝑘, a soma dos quadrados totais são definidas da forma que se segue: 𝑆𝑆𝑅 =
∑ 𝑆𝑆1𝑘𝑔𝑖=1
. Destaque-se que o 𝑘𝑔 é definido pela soma do número de agrupamentos no passo 𝑘.
Partindo dessa demonstração, Mingoti (2005) define que a distância entre os clusters a
serem formados, 𝐶1 e 𝐶𝑖, assume a expressão, a saber:
𝑑(𝐶1, 𝐶𝑖) = [𝑛1𝑛𝑖𝑛1 + 𝑛𝑖
](�̅�1. − �̅�𝑖.)′(�̅�1. − �̅�𝑖.) (1.2)
Assim, a soma dos quadrados entre os clusters 𝐶1 e 𝐶𝑖 são combinados para minimizar
a distância em cada um dos passos do algoritmo de agrupamento. Com isso, são agrupados os
mais semelhantes, ou seja, os municípios que mais se assemelham na combinação das variáveis
utilizada em cada um dos clusters.
A escolha do número de clusters neste capítulo seguiu dois critérios. O primeiro é a
simplicidade e conveniência analítica. Procurou-se definir números idênticos de clusters para
cada dimensão de análise para facilitar a comparação das desigualdades territoriais. O segundo
critério é a capacidade de os clusters formados explicarem a heterogeneidade dos valores no
território. Esse se pautou pelos resultados encontrados pelo 𝑅² 𝑠𝑒𝑚𝑖𝑝𝑎𝑟𝑐𝑖𝑎𝑙, no qual é possível
acompanhar o número de clusters indicados a cada passo a partir da variabilidade dentro dos
grupos, seguindo sugestão de Maia (2006). Inicialmente, todas as informações são dissimilares
entre si e cada uma delas faz parte de um único cluster. No final do processo, o dendograma
construído permitiu observar a quantidade de clusters a ser escolhida, dentre os quais foi
possível definir a variabilidade total explicada. Assim, utilizou-se como critério o número de
quatro clusters em cada dimensão, com base no valor de 𝑅² sobre a variabilidade total que cada
cluster é capaz de explicar.
27
1.2.2 – Índice de Eficácia Migratória
Para se fazer uma análise da dinâmica migratória municipal brasileira, um importante
índice utilizado pela literatura é o Índice de Eficácia Migratória – 𝐼𝐸𝑀. Este foi criado e
indicado pela Organização das Nações Unidas (ONU) (Manuals VI, 1970) e sugere uma forma
de se comparar a dinâmica migratória interna de um país, sem riscos de fragilidade do indicador
ao longo do tempo. Com isso, pode-se fazer uma análise interna das migrações em recortes
temporais diferentes, mantendo-se a robustez dos resultados. Assim, busca-se fazer uma análise
dinâmica das migrações no território considerando-se as emigrações e imigrações de cada
unidade de análise (saídas e entradas). Com o índice, é possível observar os municípios por sua
capacidade de retenção, evasão e rotatividade migratória. Para tanto, faz-se necessária a
construção da matriz migratória brasileira, aqui apresentada em níveis municipais. A matriz
migratória desta tese é construída a partir da seguinte denominação matemática. Seja 𝐴 uma
matriz migratória qualquer:
𝐴 = (
𝑎11 ⋯ 𝑎1𝑗⋮ ⋱ ⋮𝑎𝑖1 ⋯ 𝑎𝑖𝑗
) (1.3)
Onde,
𝐴𝑖𝑗 = saída dos migrantes do município 𝑖 para os municípios 𝑗 no período 𝑡 em análise;
∑𝑎1𝑗 = total de pessoas que emigraram do município 𝑖 para os 𝑗 municípios brasileiros;
∑𝑎𝑖1 = total de pessoas que são imigrantes no município 𝑖 e que saíram dos 𝑗 municípios
brasileiros.
A partir desta definição, é possível construir uma análise de fluxos para os migrantes
brasileiros responsáveis pelos domicílios e então construir o 𝐼𝐸𝑀. Os valores assumidos pelo
índice variam entre −1,00 𝑒1,00. A fórmula matemática dá-se a partir da seguinte expressão:
𝐼𝐸𝑀 = [(𝐼𝑖 − 𝐸𝑖𝐼𝑖 + 𝐸𝑖
)] (1.4)
Com a construção do índice, é oportuno destacar que a literatura nacional (OLIVEIRA,
2010) e internacional (MENEZES, 2003) interpretam os valores aproximadamente da seguinte
forma: −1,00 < −0,13 são considerados área de perda migratória; ≥ −0,13 ≤ 0,12
28
𝑎𝑡𝑟𝑖𝑏𝑢𝑒𝑚-se como área de rotatividade migratória; e, > 0,12 <= 1,00 são classificados como
área de retenção migratória.
1.2.3 – Modelo de dados em painel
A terceira parte do capítulo faz o uso do modelo de dados em painel pela abordagem de
efeitos fixos. Utilizam-se os municípios como unidades de corte transversal. Os municípios
existentes em 2010 foram compatibilizados para o ano 2000, de tal forma que os novos
municípios desmembrados foram agrupados aos seus municípios de origem, conforme
constavam no censo demográfico do ano 2000, para que a matriz de dados pudesse ser
compatibilizada. Assim, o painel de análise contava com 5.507 municípios em dois períodos,
totalizando 11.014 registros.
O modelo de dados em painel consiste em associar dados de séries temporais e corte
transversal. Isso resulta na junção de informações de várias unidades de análise acompanhada
ao longo do tempo. Nesse sentido, têm-se que a composição das unidades se dá a partir de 𝑖 =
1,2,3… ,𝑁 unidades em um intervalo de tempo qualquer em que 𝑡 = 1,2,3… , 𝑇 períodos de
tempo utilizado na série temporal em 𝑖 unidades de observação.
Com isso, as unidades de análises e o tempo são cruciais à construção do painel de dados
a ser usado em estudos desta natureza. Destarte, a representação matemática assume a seguinte
forma:
𝑌𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝑋𝑖𝑡𝛽 + 휀𝑖𝑡 (1.5)
Onde, αi assume os efeitos específicos das unidades de corte transversal, sendo que
esses são considerados constantes ao longo do tempo em estudo; e, εit assume o termo de erro
não especificado no modelo. O fator αi pode ser controlado pela abordagem de efeitos fixos ou
aleatórios. A primeira, efeitos fixos, assume que esse fator pode estar correlacionado às
características dos municípios Xit. A segunda, efeitos aleatórios, assume que esse fator não está
relacionado às características dos municípios. Neste trabalho, optou-se pela abordagem de
efeitos fixos, uma vez que a decisão de migrar (atratividade, por exemplo), também estaria
associada às características socioeconômicas dos municípios.
29
Com isso, busca-se a correlação entre as características das unidades e as variáveis
aleatórias utilizadas no modelo de dados em painel empregado neste estudo. A participação de
migrantes no município 𝑖 pode ser explicada por variáveis circunstanciais de infraestrutura
básica domiciliar, tais como: atendimento de energia, água, esgoto e coleta de lixo; variáveis
de capital humano municipal, quais sejam: participação de pessoas alfabetizadas e participação
de pessoas com pelos menos o segundo grau completo; participação de pessoas com ensino
superior completo; e, variáveis de mercado de trabalho, sendo elas: taxa de ocupação
(participação de pessoas ocupadas sobre a População em Economicamente Ativa – PEA do
país), contribuição previdenciária e participação de ocupados na Indústria, no Comércio e nos
Serviços (ICS) por município brasileiro.
1.3 – Dinâmica migratória brasileira: aspectos socioeconômicos e demográficos
As limitações do espaço geográfico, das condições de trabalho, da renda concentrada,
dentre outras, proporcionaram problemas cruciais no desenvolvimento socioeconômico
brasileiro. As questões políticas e econômicas foram fortemente influenciadas pela dinâmica
urbana registrada a partir da concentração produtiva e da fluidez com que a dinâmica
populacional se intensificava. A estrutura do mercado de trabalho sempre apresentou forte
influência no movimento migratório brasileiro, sobretudo no auge do processo de
industrialização, bem como do avanço da fronteira agrícola nacional (TODARO, 1980;
WOOD, 1982; MARTINE, 1990). Por um lado, mudanças substanciais nas estruturas
produtivas comprometiam acentuadamente a inclusão de mão de obra, principalmente aquela
com baixo nível de escolaridade e reduzida experiência profissional nos grandes centros de
desenvolvimento industrial do país. Por outro, a busca por trabalho nas regiões de fronteira
agrícola absorveu, por muitos anos, o excedente populacional não absorvido pelas atividades
ligadas à indústria.
Estudos dessa natureza confirmam a hipótese do modelo histórico-estrutural
determinante da migração (SINGER, 1980). Por ele, entende-se que a decisão de migrar decorre
da deficiente capacidade das estruturas produtivas instaladas e afetam negativamente a
economia das regiões que expulsam população. Mudanças substanciais na dinâmica produtiva
regional reforçam um movimento migratório em busca de melhores condições de existência em
outras regiões.
30
Conforme destacou Ramalho (2005), são as disparidades econômicas regionais em um
país com elevada população distribuída em território acentuadamente díspar, bem como a
concentração da renda monetária, que determinam o movimento migratório. Mudanças nas
estruturas produtivas regionais mudam o sentido dos fluxos migratórios. Nesse caso, é a busca
por melhores condições de trabalho, principalmente com remuneração superior àquela auferida
na origem, que determina o destino. Na dinâmica migratória intermunicipal, questões
relacionadas à infraestrutura domiciliar e à possibilidade de acesso a serviços de formação de
capital humano também têm relevância na decisão de migrar.
Essas desigualdades nas estruturas produtivas regionais impactam acentuadamente na
distribuição regional da renda monetária da população brasileira. As regiões mais
desenvolvidas economicamente são as que mais absorvem mão de obra, e com os melhores
salários praticados, o que incentiva a migração inter-regional e intra-regional nestes espaços
(FREGUGLIA et al., 2007). Mesmo diante da melhor performance assumida em anos recentes
nas estruturas produtivas em escalas regionais no país, Freguglia & Menezes Filho (2012)
constataram o elevado efeito dos diferenciais de salários nas escalas regionais influenciando o
movimento migratório incentivado por maior renda monetária advinda do trabalho. Contudo,
parcela relativamente pequena da população migrante é influenciada pela dinâmica do mercado
de trabalho em setores de alta intensidade tecnológica e de substancial capacidade de absorção
de mão de obra qualificada. A maioria da população migrante ocupam postos de trabalhos em
setores mais tradicionais.
Destarte, alguns trabalhos no Brasil têm procurado elencar determinantes dos processos
migratórios tendo como condicionantes as disparidades de renda regionais, sem, contudo,
analisar as questões socioeconômicas de natureza estrutural no destino dos migrantes
(FERREIRA & DINIZ, 1995; MENEZES & FERREIRA JÚNIOR, 2003; NETTO JÚNIOR et
al., 2008). Diante disso, as questões relacionadas à desigualdade de renda regional, mediante a
alocação espacial da força de trabalho pelos processos migratórios, justificam uma série de
estudos empíricos.
Além daqueles, há produção considerável acerca da seletividade migratória6 nos estudos
internacionais (BORJAS, 1987, 1998; CHISWICK, 1978, 1999) e nacionais (RAMALHO,
2005; SILVA et al., 2016) que atribuem à migração a perda de mão de obra qualificada ou
6 Por esse modelo, entende-se que os imigrantes são parcela da população com características individuais mais
agressivas, entusiástica, empreendedora e motivada a buscar melhores oportunidades. Por isso, constituem uma
amostra positivamente selecionada.
31
empreendedora, já que fatores como melhor remuneração têm significativa importância na
decisão de migrar. Destarte, os empreendedores, que formam parte do contingente migratório,
procuram morar em áreas urbanas de maior relevância econômica e com maiores possibilidades
de ascensão social.
Freguglia et al. (2007) e Freguglia & Menezes Filho (2012) mostraram que migrantes
das regiões economicamente menos desenvolvidas buscam melhores condições de inserção
ocupacional. Para os autores, há diferenciais de salários entre as regiões e esse é um dos
incentivos à migração nos estudos realizados. Ante isso, a seleção positiva pode não acontecer
exatamente pela maior qualificação ou determinação na ótica individual, mas pelas condições
oferecidas pelo mercado de trabalho no destino, contrariando alguns dos trabalhos que elegem
a seletividade migratória como fenômeno que acentua a disparidade de renda na escala regional.
Além disso, as cidades do agronegócio brasileiro também se tornaram importantes polos
de oportunidade: essas cidades recebem substancial participação de migrantes ao longo dos
anos em busca de trabalho. São importantes destinos para a força de trabalho e atende aos
anseios de parte da mão de obra não qualificada, sobretudo para atuar nas atividades diretas no
campo. Assim, não é possível desprezar o importante papel do agronegócio na dinâmica
migratória brasileira, principalmente com o avanço da fronteira agrícola nacional e na
consolidação das atividades de campo na atração de agroindústrias nos anos posteriores ao
avanço da produção de grão no país (GUIMARÃES & LEME, 2002; JUTTEL, 2007).
Os impactos da expansão da fronteira agrícola nacional sobre a dinâmica da
população são registrados ainda em alguns poucos municípios do Nordeste brasileiro. Essa
dispersão da dinâmica migratória nacional é acentuada pela modernização e ocupação agrícolas
nas áreas menos povoadas do território nacional (TODARO, 1980; WOOD, 1982; MARTINE,
1990; CAMARANO & ABRAMOVAY, 1998; GUIMARÃES & LEME, 2002; JUTTEL,
2007). Conforme Brito (2006) o Centro-oeste ainda se destaca na dinâmica migratória dos anos
2000, bem como o Norte do país que apresentou crescimento expressivo nas migrações nos
últimos anos (JAKOB & JAKOB, 2015).
O Centro-Oeste, com o desenvolvimento do agronegócio em larga escala, tornou-se um
importante núcleo de atração de migrantes ao longo das últimas décadas do século XX
(MARTINE & CAMARGO, 1984; CAMARANO & ABRAMOVAY, 1998) e início dos anos
2000 (GUIMARÃES & LEME, 2002; BRITO, 2006; JUTTEL, 2007). Assim, questões de
natureza estrutural podem impactar na dinâmica migratória brasileira? Há correspondência
entre o nível de desenvolvimento socioeconômico municipal e a atração de pessoas ao largo do
32
território nacional? Diante disso, a subseção que se segue procura identificar os condicionantes
da migração de natureza estrutural nos municípios brasileiros nos anos 2000 e 2010.
1.3.1 – Cobertura de serviços básicos domiciliares nos municípios brasileiros
Os principais estudos que discutem desigualdade no mundo atribuem parte dela à
infraestrutura domiciliar derivada de fatores circunstanciais e que são exógenos às ações
individuais (ATKINSON, 1970; DWOKIN, 1981; ARNESON, 1989; KRANICH, 1996). São
problemas de natureza circunstanciais que afetam o desempenho e corroboram a elevação da
desigualdade. Alguns dos estudos atribuem a desigualdade de renda em parte à natureza
individual (esforço) e em parte às questões circunstanciais (infraestrutura domiciliar) (BARRO
et al., 2009; CHECCHI & PERAGINE, 2010, FIGUEIREDO & ZIEGELMANN, 2010;
FIGUEIREDO et al., 2012).
Os clusters municipais foram formados pelo método de clusterização hierárquica
agrupando-se os municípios brasileiros pelo método de Ward. Foram selecionados quatro
clusters que explicam a variabilidade total entre os municípios em 70% no primeiro ano e em
65% no segundo ano em análise. Ou seja, um elevado percentual da variabilidade entre os
municípios explicados por apenas quatro grupos de análise.
No Brasil, como é possível observar pelos dados da Tabela 1.2, as informações
estatísticas mostram que a oferta de serviços básicos melhora em todas as dimensões
consideradas e em todos os clusters. A oferta de serviços de coleta de lixo, esgotamento
sanitário e abastecimento de água e energia elétrica nos domicílios têm médias maiores em
2010, quando comparado ao ano 2000.
O cluster de melhor desempenho no ano 2000 agrupou 1.945 municípios. Em 2010, o
primeiro cluster agrupou 1.439 municípios. Já o cluster que se destacou com as menores médias
das variáveis agrupou 1.317 municípios no primeiro ano e 960 no último.
O cluster 1 tem o maior percentual de pessoas migrantes em seus municípios. Ou seja,
nos municípios do primeiro cluster, com as melhores médias dos indicadores selecionados,
também está concentrado o maior percentual de pessoas migrantes (12,4%). Além disso, os
municípios que compõem o cluster 4, o de indicadores médios mais baixos, têm os menores
percentuais de participação de migrantes, em média, no ano 2000. Em 2010, mantém-se a
tendência: os clusters com os melhores indicadores são os que concentram, em média, a maior
participação de migrantes.
33
Com isso, é possível associar indicadores de desenvolvimento socioeconômico com a
participação de migrantes nestes municípios. Os dados indicam que os melhores indicadores se
encontram naqueles municípios com maior participação de imigrantes e a menor de emigrantes
em ambos os anos em observação. Ademais, eles associam-se mais aos municípios com
capacidade de retenção populacional. Já os municípios agrupados nos clusters 2 e 3 registram
média de participação de imigrantes e emigrantes muito próximas, caracterizando municípios
de alta rotatividade.
Tabela 1-2: Número de municípios e valores médios por variáveis nos clusters da
dimensão infraestrutura - 2000/2010
𝐴𝑛𝑜 2000 2010
𝐶𝑙𝑢𝑠𝑡𝑒𝑟𝑠 C1 C2 C3 C4 C1 C2 C3 C4
𝑁ú𝑚𝑒𝑟𝑜 𝑑𝑒 𝑚𝑢𝑛𝑖𝑐í𝑝𝑖𝑜𝑠 1.945 1.422 823 1.317 1.439 1.692 1.416 960
𝑝_𝑖𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,124 0,102 0,107 0,089 0,098 0,089 0,072 0,065
𝑝_𝑒𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,103 0,113 0,108 0,085 0,076 0,089 0,090 0,079
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑖𝑠
𝑝_𝑎𝑔𝑢𝑎 0,798 0,622 0,315 0,370 0,883 0,706 0,653 0,415
𝑝_𝑒𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜 0,922 0,752 0,784 0,453 0,967 0,896 0,849 0,648
𝑝_𝑙𝑖𝑥𝑜 0,815 0,518 0,380 0,217 0,935 0,799 0,552 0,402
𝑝_𝑒𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎 0,973 0,900 0,891 0,635 0,995 0,983 0,962 0,907
𝑀é𝑑𝑖𝑎 0,877 0,698 0,593 0,419 0,945 0,846 0,754 0,593
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos Censos demográficos de 2000 e 2010
A figura 1.1, apresenta a clusterização dos municípios brasileiros, a partir do uso de
quatro variáveis básicas de infraestrutura domiciliar, a saber: acesso a água, energia elétrica,
serviço de esgoto, coleta de lixo. Como podem ser observados, o Censo 2000 registrou
informações que mostram uma aglomeração caracterizada pela alta concentração da cobertura
elevada de serviços nas regiões ao sul do país. O cluster 1 (de cor mais escura) aglomera os
municípios do país com os maiores indicadores de cobertura de serviços básicos nas quatro
variáveis analisadas.
Nesse cluster, quase todo o estado de São Paulo, maior centro dinâmico, econômico e
financeiro do país, registrou municípios na melhor posição relativa naquele ano. Munícipios do
Sudeste, Sul e Centro-Oeste do país estavam muito próximos na oferta de serviços básicos. Já
o norte de Minas Gerais assemelha-se ao Nordeste e do Norte do país, onde poucos municípios
ficaram no cluster 1. É possível registrar no sul do estado da Bahia, no oeste baiano e no vale
do São Francisco, área de desenvolvimento do agronegócio e da fruticultura irrigada, alguns
municípios com cobertura semelhante àquelas verificada nos municípios do Sudeste/Sul
34
brasileiro. Nas capitais dos estados do Nordeste e nos municípios de maior dinâmica
econômica, também foram aglomerados em clusters municípios em situação mais favorável à
existência de oferta de serviços de infraestrutura domiciliar. No Norte do país, poucos
municípios ficaram no primeiro cluster, que corresponde à melhor posição na classificação
hierárquica.
Ainda no ano 2000, é possível observar que os municípios do Piauí e do Maranhão,
sobretudo, além de quase todo o Norte brasileiro, com destaque para os Estados do Amazonas
e o Pará, estão no cluster 4, que agrupou os municípios com as piores médias de cobertura de
serviços básicos de infraestrutura domiciliar, resultados convergentes aos observados por
Ferreira et al. (2012). Municípios de dois estados no Nordeste e dois do Norte brasileiros
estavam em situação acentuadamente inferior em relação àqueles com maiores taxas de
cobertura domiciliar municipal em serviços básicos.
Pelos resultados, é possível destacar a forte diferenciação entre o norte e o sul do país a
partir das informações censitárias para a cobertura de serviços básicos de infraestrutura
domiciliar no ano 2000. Os municípios do Sudeste, Sul e Centro-Oeste apresentaram coberturas
médias próximas e ficaram nos clusters 1 e 2, bem como os municípios do Nordeste e do Norte
do país ficaram majoritariamente nos clusters 3 e 4. Os resultados convergem com os da
literatura que trataram tal temática e ratificam a hipótese da desigualdade regional elencada
pelo acesso a oportunidades básicas.
Figura 1.1: Clusters hierárquicos dos municípios brasileiros, a partir da cobertura dos
serviços de infraestrutura domiciliar – 2000/2010. Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010.
35
Pelo mapa da direita da figura 1.1 (2010) é possível observar que persiste o padrão de
concentração nos municípios localizados no sul do país, apesar de ter havido melhora na
cobertura de serviços em diversas áreas nas regiões Nordeste e Norte. No cluster 1, dos
municípios com a maior cobertura dos serviços básicos, há forte concentração de municípios
no eixo Sudeste/Sul e Centro-Oeste. Com isso, mantém-se o padrão de diferenciação entre
Norte/Nordeste e Sul para os indicadores dessa dimensão, mesmo que alguns municípios do
Norte e do Nordeste tenham despontado com resultados semelhantes aos observados nas áreas
de maior desenvolvimento socioeconômico do país.
A redução das disparidades, sobretudo no acesso a serviços de infraestrutura domiciliar,
é visível nos registros censitários de 2010, uma vez que as médias de todos os clusters se
elevaram de um período para o outro. A oferta de energia elétrica chegou próxima a níveis de
universalização, e foram ampliados os serviços de infraestrutura de oferta de água, coleta de
lixo e esgotamento sanitários. Todos os valores médios dos clusters se elevaram de 2000 a 2010
quando se observam as informações da Tabela.
Na dimensão acesso a serviços de infraestrutura domiciliar, dado pela cobertura de
serviços básicos, os dados revelam ligeira melhora nas médias dos clusters.
1.3.2 – Distribuição do capital humano nos municípios brasileiros
Uma das principais questões relacionadas à desigualdade de renda no país foi, por
muitos anos, atribuída ao baixo nível de capital humano (LANGONI, 1973; REIS & BARROS,
1991; NERI & THOMAS, 2000; LEME & WAJNMAN, 2000).
A desigualdade educacional acentuadamente elevada entre as regiões é um relevante
indicador da concentração regional do desenvolvimento socioeconômico, uma vez que a
elevação da educação formal no país é responsável por parcela substancial do aumento da renda
pessoal no trabalho (REIS & BARROS, 1991; FERNANDES & MENEZES-FILHO, 2000;
MENEZES-FILHO, 2001; FERNANDES & NARITA, 2001). A baixa cobertura no acesso à
educação fundamental e básica foi um dos principais problemas na formação do capital humano
nacional.
No que se refere ao capital humano, os dados da Tabela 1.3 mostram que as médias dos
clusters melhoram, grosso modo, quando se observa o ano de 2010. Para facilitar a compreensão
em conjunto com os resultados do tópico anterior (infraestrutura), foram novamente
36
selecionados quatro clusters de análises. Destaque-se, ainda, que a variabilidade total dos
municípios é explicada em 88% em 2000 e 82% em 2010 pela escolha de quatro clusters.
Quanto à participação de alfabetizados, todos os clusters apresentam em 2010 média
superior àquela registrada no ano 2000. A média de pessoas com segundo grau completo foi
superior em 2010, assim como com ensino superior, o que demonstra a melhora registrada nos
indicadores educacionais do país.
Na dimensão capital humano, os maiores percentuais de imigrantes, em média, estão
concentrados nos dois primeiros clusters, ou seja, aqueles com os melhores indicadores
educacionais. Além disso, os clusters com os mais baixos indicadores também têm, em média,
os menores percentuais de imigrantes. Isso mostra que os municípios com os melhores
indicadores tendem a ter as maiores taxas médias de participação de imigrantes em ambos os
anos. Esse resultado poderia refletir parcialmente a migração de pessoas em busca de melhores
possibilidades para a formação educacional.
Tabela 1-3: Número de municípios e valores médios por variável nos clusters da
dimensão capital humano - 2000/2010
𝐴𝑛𝑜 2000 2010
𝐶𝑙𝑢𝑠𝑡𝑒𝑟𝑠 C1 C2 C3 C4 C1 C2 C3 C4
𝑁ú𝑚𝑒𝑟𝑜 𝑑𝑒 𝑚𝑢𝑛𝑖𝑐í𝑝𝑖𝑜𝑠 1.425 1.542 1.384 1.156 463 2.185 1.162 1.697
𝑝_𝑖𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,119 0,130 0,099 0,072 0,104 0,098 0,086 0,055
𝑝_𝑒𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,097 0,120 0,105 0,080 0,074 0,087 0,094 0,077
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑖𝑠
𝑝_𝑎𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0,907 0,811 0,643 0,467 0,945 0,898 0,784 0,609
𝑝_𝑠𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0,122 0,083 0,063 0,031 0,270 0,168 0,136 0,099
𝑝_𝑠𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0,040 0,018 0,010 0,005 0,113 0,054 0,038 0,025
𝑀é𝑑𝑖𝑎 0,356 0,304 0,239 0,168 0,443 0,373 0,319 0,244
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos Censos demográficos de 2000 e 2010
Pelos dados da figura 1.2, a dimensão capital humano, composta pelo percentual de
participação de pessoas alfabetizadas, com ensino médio completo e com ensino superior
completo por município brasileiro, mostra que a diferenciação regional era evidente no ano
2000. As regiões Sul e Sudeste, em maior medida, e Centro-Oeste assemelhavam-se nessa
dimensão de análise. No Nordeste, somente as capitais dos estados e alguns municípios de áreas
metropolitanas se sobressaíram no cluster 1. Além disso, o norte de Minas Gerais reproduz o
padrão do Norte e do Nordeste brasileiros nessa dimensão de análise.
37
O cluster 4 (de menores médias na dimensão supracitada) aglomera majoritariamente
municípios do Nordeste e do Norte do país. O cluster 3 também tem forte proporção de
municípios dessas duas regiões. Ou seja, os municípios das regiões mais pobres do país estão
aglomerados nos clusters de menor desempenho na dimensão capital humano (SOUSA &
SILVA, 1994; SANTOS & BARROS, 2000). Questões circunstanciais, como a oferta de
serviços educacionais e a garantia de permanência da população nos cursos de educação básica,
podem se refletir no baixo desempenho do capital humano local nessas regiões.
Figura 1.2 Clusters hierárquicos dos municípios brasileiros, a partir da cobertura de
capital humano – 2000/2010. Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010.
Como se pode observar na figura 1.2, o padrão espacial da clusterização apresenta leve
desconcentração, mas ainda se assemelha ao do ano 2000. A concentração territorial dos
melhores indicadores de capital humano mantém-se, apesar da melhora das médias no ano de
2010 em relação a 2000. A situação dos municípios fica relativamente mais favorável do ponto
de vista da formação e manutenção do capital humano. Isso não significa que se atingiu um
padrão ótimo para o indicador de educação formal no país. Ademais, é possível perceber pelo
mapa da direita que os municípios que se encontram em melhor situação educacional estão
concentrados nas regiões Sul, Sudeste e Centro-Oeste. Apesar de as médias dos clusters
registrarem melhora, a proporção dessa melhora ocorre majoritariamente nas regiões mais
desenvolvidas do país. A manutenção do Norte e do Nordeste nos clusters 3 e 4 mostram que,
38
apesar da melhora nos indicadores educacionais, essas regiões ainda se distanciam das regiões
mais desenvolvida.
É necessário observar que o cluster 2 mantém um padrão concentrado nos municípios
do Sul, Sudeste e Centro-Oeste. Ademais, mesmo com a leve redução da polarização espacial
em áreas do sul do país, os municípios do Norte e Nordeste ainda estão sobremaneira
concentrados nos clusters 3 e 4. No cluster 2, somente alguns poucos municípios e as capitais
dos estados nordestinos e nortistas estão classificados, registrando, inclusive, redução da
participação daqueles que estavam no cluster 3 no ano 2000 e perdendo espaço neste cluster
em 2010.
As médias elevaram-se em todos os clusters nas três perspectivas analisadas para a
dimensão capital humano. É possível que programas de alfabetização em idade adulta, maior
acessibilidade e permanência de crianças e jovens nas escolas de ensino fundamental e médio,
bem como o processo de interiorização das universidades públicas e programas de ingresso e
permanência de jovens de baixa renda em universidades e faculdades privadas tenham
contribuído para o resultado observado.
1.3.3 – Estrutura do mercado de trabalho municipal no Brasil
Sobre as transformações no mercado de trabalho brasileiro dos anos 2000, uma série de
estudos (BARROS & GALVÃO, 2002; SANTOS & MOREIRA, 2006; DEDECCA &
ROSANDISKI, 2006; SILVA FILHO, 2011; SILVA FILHO, 2016;) têm apontado para uma
substancial melhora no nível de formalidade e nos ganhos relativos de salários. O mercado de
trabalho brasileiro mostrou desempenho substancialmente melhor que nos anos de 1990, mas
os resultados ainda foram tímidos no contexto da formalização do trabalho e da qualidade dos
postos de trabalho ofertados (SILVA FILHO, 2011; SILVA FILHO, 2016).
Diante disso, os dados da Tabela 1.4 mostram os valores médios registrados para cada
uma das variáveis em cada um dos clusters. Mais uma vez, foram selecionados quatro clusters
para facilitar a comparação com as demais dimensões de análise. Destaque-se que o uso de
quatro clusters explicou 64% da variabilidade total dos municípios em 2000 e 69% em 2010.
Quanto às médias registradas nos clusters na dimensão mercado de trabalho, os dados
da Tabela 1.4 mostram que a variável p_ocupado em todos os clusters de 2000 apresentou
valores superiores aos registrados em 2010. Ou seja, a ocupação (participação de pessoas
ocupadas em relação à população economicamente ativa) média nos municípios em cada um
39
dos clusters apresentou melhor desempenho no ano 2000 comparativamente ao de 2010. Além
disso, os valores médios da variável p_previdencia, são maiores nos clusters 2, 3 e 4 em 2010
em comparação a 2000, ratificando a maior formalização no mercado de trabalho brasileiro
(SILVA FILHO, 2016). Somente no primeiro cluster o valor de 2010 foi inferior àquele
registrado no ano 2000.
Nessa dimensão de análise, a variável 𝑝_𝐼𝐶𝑆 também apresentou valores médios
estatisticamente iguais para os clusters 1, 2 e 4 nos dois anos. Somente o clusters 3 apresentou
maior média no ano 2000, se for observada a média registrada em 2010. Ademais, a variável
𝑝_𝑛_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 (participação de não pobres no trabalho7) apresentou médias em 2010
inferiores àquelas registradas no ano 2000. Com isso, é possível observar que os valores médios
registrados em cada um dos clusters em 2010 são inferiores àqueles dos anos 2000.
É oportuno destacar que as maiores taxas de participação de imigrantes estão nos
clusters que têm, em média, os melhores indicadores. Dessa forma, infere-se que a migração
no Brasil tem como um dos motivos o mercado de trabalho. É possível registrar que os
municípios que retém população e são centros de atração de imigrantes são aqueles com os
maiores valores médios nas dimensões de mercado de trabalho. Além disso, eles registram as
menores taxas de emigração nos dois anos em questão.
Tabela 1-4: Número de municípios e valores médios por variável nos clusters da
dimensão mercado de trabalho - 2000/2010
Ano 2000 2010
𝑐𝑙𝑢𝑠𝑡𝑒𝑟𝑠 C1 C2 C3 C4 C1 C2 C3 C4
𝑁ú𝑚𝑒𝑟𝑜 𝑑𝑒 𝑚𝑢𝑛𝑖𝑐í𝑝𝑖𝑜𝑠 1.270 1.328 712 2.197 1.444 1.273 863 1.927
𝑝_𝑖𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,136 0,126 0,098 0,082 0,104 0,097 0,085 0,057
𝑝_𝑒𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,094 0,126 0,106 0,091 0,077 0,097 0,091 0,079
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑖𝑠
𝑝_𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 0,797 0,847 0,750 0,775 0,781 0,829 0,698 0,673
𝑝_𝑝𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑𝑒𝑛𝑐𝑖𝑎 0,144 0,177 0,094 0,054 0,127 0,179 0,115 0,083
𝑝_𝐼𝐶𝑆 0,515 0,244 0,392 0,190 0,519 0,268 0,347 0,199
𝑝_𝑛_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 0,527 0,437 0,254 0,154 0,391 0,468 0,577 0,774
𝑀é𝑑𝑖𝑎 0,496 0,426 0,373 0,293 0,455 0,436 0,434 0,432
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos Censos demográficos de 2000 e 2010
7 Essa variável foi criada a partir da variável 𝑝_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏. O objetivo era considerar o maior valor médio como
o melhor em cada cluster. Assim, criou-se a partir do uso do operador (1 − 𝑝_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏). Ou seja, subtraiu-se
de um a participação de pobres no trabalho e construiu-se a participação de não pobre no trabalho.
40
Na dimensão do mercado de trabalho municipal brasileiro (figura 1.3), os dados
referentes aos anos 2000 e 2010 apresentam padrões relativamente semelhantes de classificação
municipal entre os anos. No ano 2000, foram agrupados 1.270 municípios no cluster 1, o de
melhor desempenho do mercado de trabalho em termos de taxa de ocupação, contribuição
previdenciária e execução de atividades nos setores de indústria comércio e serviços. Em 2010,
registraram-se 1.444 municípios no primeiro cluster, a maioria concentrada nos estados do Sul,
Sudeste e Centro-Oeste. Ou seja, nas regiões economicamente mais dinâmicas do país.
No cluster 2, observa-se maior aglomeração de município no eixo Sudeste/Sul e Centro-
oeste, seguindo a mesma tendência observada no cluster 1, com dispersão de alguns poucos
municípios ao largo do território, mas em áreas de economias relativamente mais dinâmicas.
No cluster 2, poucos municípios nordestinos se destacam, tendo maior participação de
municípios do Norte.
Nos clusters 3 e 4 concentraram-se sobremaneira os municípios do Norte e do Nordeste
brasileiros. Além dos estados destas duas regiões, os municípios do norte de Minas Gerais
também apresentam padrão relativamente semelhante àqueles das regiões supracitadas no ano
2000. Alguns poucos municípios do Mato Grosso e do Goiás também foram classificados nestes
clusters.
Figura 1-3: clusters hierárquicos dos municípios brasileiros, a partir da cobertura de
ocupados, contribuintes de instituto de previdência, trabalhadores da indústria, comércio
e serviços e taxa de não pobres no trabalho – 2000/2010. Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010.
41
No ano de 2010, mais municípios passaram a compor o cluster 1, e os valores médios
de suas variáveis se reduziram substancialmente do primeiro ao último ano, saindo de 0,56 para
0,45. Porém, o cluster 2 também aglomerou número substancialmente elevado de municípios.
O baixo desempenho dos municípios do Norte e do Nordeste nos melhores clusters é notável
em ambos os anos. Mas apesar do baixo desempenho, em 2010 essas regiões apresentam mais
municípios no cluster 1, comparativamente ao ano 2000.
Nos clusters 3 e 4, os municípios se concentram sobremaneira no Norte e no Nordeste
do país em ambos os anos. Ou seja, sob o aspecto do mercado de trabalho, há polarização na
distribuição de oportunidades pelos municípios das regiões economicamente mais dinâmicas
do país, classificados nos clusters que apresentam as maiores médias de cada uma das variáveis
que compõem a dimensão e, consequentemente, com as melhores médias totais dos clusters.
A redução do padrão de polarização desses municípios é pouco visível. Ainda existem
substanciais diferenças entre as regiões brasileiras neste aspecto tratado. Relativa melhora nos
indicadores das regiões menos desenvolvidas do país não as aproximam das demais regiões,
mesmo que o desenvolvimento da dimensão mercado de trabalho ainda esteja muito aquém da
proposta de inclusão brasileira no ranking de países desenvolvidos em todas as regiões. O Norte
e o Nordeste são as regiões mais atingidas e seus municípios são sobremaneira concentrados
nos clusters de piores médias desta dimensão de análises.
1.3.4 – Desenvolvimento socioeconômico municipal no Brasil: uma abordagem
multidimensional
Questões relacionadas ao desenvolvimento socioeconômico brasileiro são tratadas na
literatura do ponto de vista das desigualdades no processo de concentração das atividades
produtivas do país (ARAÚJO, 2000; DINIZ, 2001; SILVA FILHO et al., 2015). Questões de
naturezas estruturais e de concentração industrial no eixo Sudeste/Sul têm relevância
substancial para explicar as causas das desigualdades socioeconômicas (DINIZ, 2001;
PACHECO, 1997, 1998; SILVA & SILVA FILHO, 2017). Porém, a mensuração do nível de
desigualdade socioeconômica entre as regiões ao nível dos municípios é pouco explorada na
literatura econômica nacional.
Os problemas relacionados ao desenvolvimento e ao subdesenvolvimento econômico
brasileiro sempre foram tratados pela ótica da desigualdade oriunda do processo de
industrialização do país e seria essa uma das principais causas das desigualdades regionais
42
(GUIMARÃES NETO, 1997, 1998; PACHECO, 1998; ARAÚJO, 2000; DINIZ, 2001;
FURTADO, 2007). A desigualdade de oportunidade pode ser causa e também consequência da
ausência de possibilidade de dinamização econômica, bem como ela pode resultar da
ineficiência das ações na promoção da criação de oportunidades (FIGUEIREDO et al., 2010).
Para analisar o desenvolvimento socioeconômico de maneira integrada, foram definidos
quatro clusters baseados em todos os indicadores das sessões anteriores. Manteve-se o mesmo
número de grupos das análises anteriores para poder comparar a distribuição espacial e o poder
de explicação dessas dimensões de análise observando as figuras de cada uma das dimensões.
Na Tabela 1.5 estão os valores médios assumidos por cada uma das variáveis e em cada um dos
clusters em cada ano. A variabilidade entre os clusters no ano 2000 representava 60% da
variabilidade total dos municípios, e em 2010, era de 58%.
É possível perceber que os valores médios variam ao longo dos anos e os clusters
também apresentam comportamentos diferentes de um ano para o outro, não sendo, dessa
forma, possível sua comparação, sendo apenas possível observar os valores médios e a
distribuição dos municípios em cada um dos mapas. Os valores médios da dimensão nos
clusters em 2010 são superiores àqueles registrados no ano 2000, apesar de algumas variáveis
que compõem algumas das dimensões ter apresentado médias inferiores em 2010, sobretudo as
relacionadas à estrutura do mercado de trabalho.
É possível destacar ainda, que, tanto em 2000 como em 2010, o cluster 1 que agrupa os
municípios com os melhores indicadores, também tinha, em média, os maiores percentuais de
imigrantes, bem como os menores percentuais de emigrantes, sugerindo que há uma relação
entre o desenvolvimento socioeconômico dos municípios e a sua dinâmica migratória ao longo
dos anos. Ou seja, os municípios que contém os melhores indicadores socioeconômicos também
são os que mais retêm imigrantes e apresentam as menores taxas de evasão em termos
percentuais.
Tabela 1-5: Número de municípios e valores médios totais e por variáveis nos clusters
multidimensionais - 2000/2010
𝐴𝑛𝑜 2000 2010
𝑐𝑙𝑢𝑠𝑡𝑒𝑟𝑠 C1 C2 C3 C4 C1 C2 C3 C4
𝑁ú𝑚𝑒𝑟𝑜 𝑑𝑒 𝑚𝑢𝑛𝑖𝑐í𝑝𝑖𝑜𝑠 1.553 1.065 474 2.414 2.169 898 1.115 1.325
𝑝_𝑖𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,136 0,126 0,098 0,082 0,104 0,097 0,085 0,057
𝑝_𝑒𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 0,094 0,126 0,106 0,091 0,077 0,097 0,091 0,079
Variáveis
𝑝_𝑎𝑔𝑢𝑎 0,773 0,539 0,650 0,466 0,830 0,651 0,716 0,593
43
𝑝_𝑒𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜 0,922 0,841 0,778 0,575 0,956 0,912 0,878 0,743
𝑝_𝑙𝑖𝑥𝑜 0,834 0,539 0,588 0,331 0,917 0,708 0,763 0,510
𝑝_𝑒𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎 0,974 0,916 0,894 0,752 0,994 0,982 0,975 0,935
𝑝_𝑎𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0,885 0,830 0,700 0,568 0,911 0,867 0,789 0,646
𝑝_𝑠𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0,131 0,080 0,080 0,043 0,215 0,139 0,152 0,103
𝑝_𝑠𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0,042 0,019 0,016 0,007 0,075 0,045 0,044 0,027
𝑝_𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 0,797 0,847 0,750 0,775 0,781 0,819 0,698 0,673
𝑝_𝑝𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑𝑒𝑛𝑐𝑖𝑎 0,144 0,177 0,094 0,054 0,127 0,166 0,115 0,083
𝑝_𝐼𝐶𝑆 0,515 0,244 0,392 0,190 0,519 0,242 0,347 0,199
𝑝_𝑛_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑑𝑜𝑚 0,868 0,799 0,634 0,486 0,935 0,906 0,823 0,658
𝑀é𝑑𝑖𝑎 0,626 0,530 0,507 0,386 0,660 0,585 0,573 0,470
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos Censos demográficos de 2000 e 2010
No que se refere ao desenvolvimento socioeconômico dos municípios brasileiros, a
partir de uma análise multidimensional, os dados da figura 1.4 mostram que no ano 2000 havia
polarização clara em favor do Sul e Sudeste brasileiros. O desenvolvimento socioeconômico
pelas múltiplas dimensões de análise aglomerou municípios do Sudeste, Sul e Centro-Oeste no
cluster 1, aquele de melhor nível de desenvolvimento socioeconômico, com poucos municípios
do Norte e Nordeste que se assemelhavam aos dos centros dinâmicos da economia nacional.
Além disso, é importante destacar que, no cluster 2, os municípios de melhores médias
e medianas dos indicadores multidimensionais se encontravam no entorno dos municípios do
cluster 1, em sua grande maioria. Onde estava um município desenvolvido, no seu entorno
estava um munício igual ou próximo ao seu nível de desenvolvimento socioeconômico. Além
disso, é pertinente destacar que a maior concentração de municípios classificados no primeiro
cluster estava localizada nos estados de São Paulo e do Rio Grande do Sul, resultados
convergindo a outros resultados encontrados na literatura acerca do índice de infraestrutura
domiciliar e de igualdade de oportunidade que são também importantes indicadores de
desenvolvimento municipal (DILL & GONÇALVES, 2012; FERREIRA et al., 2012;
CAVALCANTI & RAMOS, 2014).
No outro extremo, situavam-se os municípios do Norte e do Nordeste brasileiros, em
sua grande maioria, nos cluster 3 e 4, ou seja, aqueles com os piores indicadores
socioeconômicos. O norte mineiro apresentou características dos seus municípios semelhantes
àquelas observadas nos estados do Nordeste e do Norte. Os municípios do Piauí e do Maranhão,
bem como aqueles do Amazonas estavam majoritariamente concentrados no cluster 4.
44
Figura 1-4: clusters hierárquicos dos municípios brasileiros pela abordagem
socioeconômica– 2000/2010. Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010.
Em 2010, as transformações ocorridas no Brasil melhoram apenas levemente os níveis
de indicadores socioeconômicos, não sendo possível identificar alteração no padrão de
polarização pelos municípios no Sul e Sudeste existente no ano 2000. A assimetria Norte/Sul é
mantida, uma vez que a leve melhora ocorreu em todas as regiões, mas manteve a distância
entre o desenvolvimento e o subdesenvolvimento econômico brasileiro praticamente constante.
Aumenta levemente a participação de municípios do Norte e do Nordeste que passaram a ser
parte do primeiro cluster. Ou seja, o de melhores indicadores médios e que concentra os
municípios economicamente mais dinâmicos do país. A matriz de semelhança aglomera
municípios de Norte a Sul do país no primeiro cluster. Apesar de a maioria dos municípios que
compõem o cluster 1 estarem localizados no Sul e no Sudeste brasileiros, é possível constatar,
em minoria, em todas as regiões e estados, municípios que se assemelham àqueles localizados
nas regiões economicamente mais dinâmica.
Adicionalmente, percebe-se que se os municípios que compõem o segundo cluster
também se concentram nas regiões Sudeste, Sul e Centro-Oeste, com poucos deles no Norte e
no Nordeste brasileiros. Ou seja, o cluster de posição considerável no ranking de classificação
dos municípios a partir das variáveis utilizadas também é concentrado no centro dinâmico,
econômico e financeiro do país.
É possível inferir do mapa da direita da figura 1.4 que houve leve redução da polarização
do território nos indicadores aqui utilizados. Com isso, municípios localizados em outras
45
regiões e em estados substancialmente pobres do país, atingiram níveis de indicadores
socioeconômicos um pouco mais elevados, em média, no ano 2010, mas ainda são
relativamente dessemelhantes aos das regiões economicamente mais desenvolvidas. A leve
redução das disparidades socioeconômicas regionais não foi suficiente para reduzir as
assimetrias entre o norte e o sul do país (DILL & GONÇALVES 2010; FERREIRA et al.,
2010).
1.4. – Determinantes da migração nos municípios brasileiros
A dinâmica migratória brasileira é definida pela intensidade e pelo volume dos fluxos
migratórios. Os padrões de classificação e os determinantes da mobilidade de pessoas no país
assumem os mais diversos motivos ao longo dos anos. Questões relacionadas ao
desenvolvimento econômico das regiões brasileiras e fatores de naturezas climáticas tomaram
dimensão substancial na análise da dinâmica migratória na segunda metade do século XX
(MARTINE & CAMARGO, 1984; CAMARANO & ABRAMOVAY, 1998; AYDOS, 2010).
Conforme Myrdal (1972) os principais condicionantes da dinâmica demográfica estão
relacionados às suas desigualdades no âmbito da geografia econômica interna. Nessa
interpretação, as questões econômicas são uma das principais determinantes da mobilidade
populacional.
É possível destacar que dos anos 1940 aos anos 1980, a dinâmica migratória brasileira
foi pautada sobretudo por questões relacionadas a fatores climáticos (CAMARANO &
ABRAMOVAY, 1998) – saídas do Nordeste – e relacionados ao desenvolvimento
socioeconômico do país (MARTINE & CAMARGO, 1984). A construção de rodovias de
acesso e o mercado de trabalho em setores industriais que se despontavam nas regiões de maior
envergadura econômica foram cruciais à promoção do movimento populacional interno.
Nos anos mais recentes, sobretudo depois do avanço das políticas de desconcentração
produtiva e da redução das desigualdades regionais brasileiras, novos fluxos migratórios e
novas direções foram registrados (VASCONCELLOS & RIGOTTI, 2005; LIMA & BRAGA,
2013; GAMA & MACHADO, 2014). As novas áreas de desenvolvimento econômico em
potencial no Centro-Oeste e Norte do país (JAKOB & JAKOB, 2015), além dos movimentos
registrados para o Nordeste, sobretudo a migração de retorno, são fenômenos recentes que
marcaram a nova fase dos processos migratórios internos brasileiros (GUIMARÃES & LEME,
46
1997; JUTTEL, 2007; JUSTO et al., 2012; QUEIROZ & BAENINGER, 2013; SILVA et al.,
2016).
Pela figura 1.5, é possível perceber a concentração de migrantes nas áreas
metropolitanas do país nos dois anos estudados. As áreas litorâneas do Nordeste e as capitais
do Sudeste e Sul brasileiro apresentam a maior concentração absoluta de migrantes em ambos
os anos.
Figura 1-5: Total de migrantes brasileiros de data fixa no ano de 2000 e de 2010 (cada [.]
ponto do mapa equivale a 1.000 pessoas). Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010.
A partir do Índice de Eficácia Migratória, é possível classificar áreas como de retenção,
evasão e rotatividade no âmbito macrorregional. Os índices de eficácia migratória que podem
ser espacialmente observados na figura 1.6 mostram que no ano 2000, muitos municípios,
principalmente do Nordeste brasileiro, caracterizavam-se como áreas de evasão populacional,
apesar do retorno em alta registrada na dinâmica migratória da região (OLIVEIRA &
JANNUZZI, 2005; QUEIROZ & SANTOS, 2011; JUSTO et al., 2012; QUEIROZ &
BAENINGER, 2013). Esses resultados podem encontrar respaldos empíricos no fato de o
desenvolvimento econômico regional, mesmo com a desconcentração produtiva e a redução
das disparidades regionais, ainda ser um desenvolvimento concentrado em áreas de maior
capacidade de absorção de atividades econômicas, dado, sobretudo por seu potencial nível de
infraestrutura elevado (SILVA FILHO et al., 2015; SILVA & SILVA FILHO, 2017).
47
Diante disso, os municípios metropolitanos e de regiões com potencial elevado de
desenvolvimento apresentam os melhores resultados no 𝐼𝐸𝑀. Como pode ser visualizado, são
nos municípios metropolitanos e nas cidades médias do Nordeste que o valor do indicador acusa
como áreas de retenção populacional, ficando as áreas menos desenvolvidas como de elevada
rotatividade migratória ou áreas de evasão no ano 2000. Ademais, a região Sudeste, sobretudo
o estado de São Paulo, Espírito Santo e Sul de Minas Gerais, apresentam índices referentes à
retenção e ou rotatividade migratória, sendo poucos municípios classificados como áreas de
evasão populacional. Já o norte de Minas Gerais e todo o sertão baiano se destacam em áreas
de municípios com populações evasivas.
Ainda no ano 2000, a concentração de municípios no Centro-Oeste e no Norte como
área de retenção migratória é sobremaneira elevado. No Norte, conforme destacado por Jakob
& Jakob (2015), cinco das capitais da região apresentaram crescimento populacional acima de
3%, sendo que somente uma capital fora desta região obteve estes resultados. Além disso, o
elevado processo de agroindustrialização regional tem respaldo empírico na literatura para
justificar o intenso movimento migratório para a região Centro-Oeste (GUIMARÃES &
LEME, 1997; JUTTEL, 2007), bem como a permanência dos migrantes familiares nos estados.
Goiás e Mato Grosso se destacam na retenção migratória regional (JUTTEL, 2007). A expansão
da fronteira agrícola acoplada aos programas de desenvolvimento da região, baseados no
desenvolvimento do agronegócio tem importante impacto na atração e retenção populacional.
Figura 1-6: Índice de Eficácia Migratória nos municípios brasileiros – 2000/2010 Índice
de Eficácia Migratória nos municípios brasileiros – 2000/2010 Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010.
48
Em 2010, como pode ser observado pelo mapa, apesar da região Centro-Oeste ser
detentora dos maiores valores assumidos pelo IEM, outros municípios de outras regiões do país
assumiram valores classificados como unidades de retenções populacionais. Os resultados
podem estar associados à melhora nos indicadores de desenvolvimento socioeconômicos dos
municípios brasileiros. Pelo mapa da direita da figura, é possível perceber que as áreas de
evasão se expandem em 2010. No Nordeste elevam-se os municípios de evasão em 2010,
quando comparado ao ano 2000. Além dessa região, o número de municípios do Sul
considerados como áreas de perdas populacionais também se expande.
O número de municípios classificados com pelo menos alguma rotatividade migratória
se eleva em todo o território nacional. A intensidade e a redução dos fluxos migratórios, bem
como do tempo de permanência nas cidades, dado pela rotatividade no mercado de trabalho,
podem explicar o padrão de migração recente. Assim, uma elevada rotatividade no mercado de
trabalho como a apresentada pelo Brasil (CORSEUIL et al. 2002a; 2002b; ORELLANO &
PAZELLO, 2006; SILVA FILHO, 2016) pode acentuar o movimento espacial da população.
1.4.1 – Modelo de dados em painel
Nessa seção, a abordagem será feita a partir de modelos de dados em painel, pela
abordagem de efeitos fixos com transformação within8. Aqui, busca-se explicar a participação
de imigrantes e emigrantes nos municípios brasileiros. Partindo-se do pressuposto de que são
muitas as condicionantes socioeconômicas e demográficas da dinâmica migratória no país,
recorrem-se às variáveis em múltiplas dimensões. O objetivo é estabelecer uma relação de causa
e efeito entre os fatores socioeconômicos (causa) e migração (efeito) nos municípios brasileiros.
Nesse sentido, os resultados indicam que, se a participação de responsáveis no domicílio
com segundo grau aumentar em um ponto percentual, em relação aos que tem primeiro grau,
espera-se uma redução de 0,117 pontos percentuais na imigração no município. Ademais, se
variar em um ponto percentual a participação de responsáveis pelos domicílios com ensino
superior, espera-se redução de ordem de 0,04 ponto percentual na participação de imigrantes
no município. Já a variação de um ponto percentual na participação 𝑝_𝑎𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 implica
8 Wooldridge (2010, p. 300)
49
na variação de 0,066 pontos percentuais na participação de imigrantes nos municípios. O nível
de alfabetização do município tem relação direta com a participação de imigrantes em níveis
municipais. Os resultados sugerem que a imigração está associada a localidades onde há maior
participação de pessoas escolarizadas9. Mas naquelas localidades com elevados índices de
qualificação, a participação da imigração é menor. Provavelmente porque os migrantes teriam
uma inserção mais difícil no mercado de trabalho. O coeficiente da variável 𝑝_𝑠𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 é
menos expressivo, mas sinaliza na mesma direção que o de ensino médio.
No que se refere ao imigrante, é oportuno destacar que todas as variáveis de
infraestrutura domiciliar, com exceção de 𝑝_𝑒𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜, apresentaram significância estatística, aos
níveis de 0,001, 0,01 e 0,05. Nas variáveis de infraestrutura domiciliar, 𝑝_𝑎𝑔𝑢𝑎 e 𝑝_𝑙𝑖𝑥𝑜
apresentaram sinais positivos e 𝑝_𝑒𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎 sinal negativo para explicar a participação de
migrantes por município do país. Ou seja, os municípios com maior cobertura de serviços
basilares também são os que tendem a atrair os migrantes.
Ademais, a variação de um ponto percentual na participação 𝑝_𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 implica na
variação de 0,06 pontos percentuais na participação de imigrante nos municípios brasileiros.
Pode-se interpretar que a taxa de ocupação nos níveis municipais tem relação direta com a
participação de imigrantes. Destarte, o mercado de trabalho local é importante sinalizador da
dinâmica migratória do município. Na medida em que aumenta em um ponto percentual a taxa
de ocupação, tende a se registrar variação positiva na participação de imigrantes no nível
municipal.
O setor de atividade econômica também apresentou sinal positivo para o coeficiente.
Isso significa que a variação de um ponto percentual nos ocupados 𝑝_𝐼𝐶𝑆 implica na variação
de 0,06 pontos percentuais na participação de imigrantes intermunicipais no Brasil. Ou seja, há
uma relação de causa e efeito entre os ocupados nestes setores de atividades (causa) e a
participação de imigrantes (efeito) que são diretamente relacionadas. De outra forma, a variação
de um ponto na pobreza no trabalho (𝑝_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏) implica na redução da participação de
imigrantes nos municípios em 0,02 pontos percentuais. Ou seja, há correlação positiva entre os
indicadores de mercado de trabalho e a participação de imigrantes, bem como uma correlação
negativa entre pobreza no trabalho e imigrantes intermunicipais no país.
9 É preciso destacar que pode ocorrer efeito endógeno na variável educação e imigração. Como não é possível, a
partir da migração de data fixa, trabalhar com essa variável defasada, usa-se aqui como forma de inferir por uma
relação de causa/efeito que pode ser questionável.
50
Tabela 1-6: Modelo de dados em painel para participação de migrantes e migrantes nos
municípios brasileiros - 2000/2010
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑖𝑠
2000/2010 2000/2010
𝐼𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒𝑠 𝐸𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒𝑠
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎𝑠 𝑃𝑟 > |𝑡| 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎𝑠 𝑃𝑟 > |𝑡| 𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜 -0,015 0,600 0,035 0,267
𝑝_𝑎𝑔𝑢𝑎 0,019 0,001*** 0,014 0,007**
𝑝_𝑒𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜 -0,006 0,264 0,020 0,002**
𝑝_𝑙𝑖𝑥𝑜 0,009 0,064* -0,003 0,646
𝑝_𝑒𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎 -0,015 0,011* 0,048 0,000***
𝑝_𝑎𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0,066 0,000*** -0,014 0,344
𝑝_𝑠𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 -0,117 0,000*** 0,031 0,105
𝑝_𝑠𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 -0,037 0,315 -0,116 0,004**
𝑝_𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 0,060 0,000*** -0,008 0,358
𝑝_𝑝𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑𝑒𝑛𝑐𝑖𝑎 -0,012 0,083 0,005 0,483
𝑝_𝐼𝐶𝑆 0,055 0,000*** -0,034 0,000***
𝑝_𝑝𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -0,022 0,008** 0,058 0,000***
Significância: 0 ‘***’ 0,001 ‘**’ 0,01 ‘*’ 0,05 ‘,’ 0,1 ‘ ’ 1
Fonte: elaboração do Autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000 e 2010
No que se refere à participação de emigrantes, os dados mostram que, das 11 variáveis
utilizada, 5 não apresentaram significância estatística. Porém, não foram retiradas do modelo
para não causar viés de especificação. Ou seja, é maior a dificuldade de predição dos fatores de
evasão de pessoas nos municípios do país. Além disso, as demais variáveis apresentaram
significância em 0,001% e 0,01%.
A variável p_pobretrab apresentou sinal positivo. Ou seja, a variação de um ponto
percentual na pobreza no trabalho pode implicar na variação de 0,06 pontos percentuais na
participação de emigrantes. Com isso, os coeficientes indicam que quanto maior é a pobreza
municipal, maiores são os registros de pessoas que emigraram daquele município. Dessa forma,
é possível supor que há uma relação direta entre pobreza e evasão de pessoas nos municípios
brasileiros. Além disso, as variáveis: ter ensino superior completo; está ocupado, ou trabalhar
na indústria comércio ou serviços, tiveram sinais negativos, sinalizando que variações negativas
de um ponto nessas variáveis implicam variações negativas, em pontos percentuais, da
participação de emigrantes nos municípios do país. Ou seja, a saída de pessoas dos municípios
pode estar relacionada com a baixa participação de ocupados ou trabalhadores dos setores da
indústria, do comércio e dos serviços, bem como de pessoas com maior nível de escolarização.
1.5. – Considerações finais
51
Este capítulo teve como objetivo analisar a estrutura socioeconômica dos municípios
brasileiros nos anos de 2000 e 2010 e observar se há relação com a dinâmica migratória
municipal. Os dados dos censos demográficos mostram que houve uma leve melhora nos
indicadores socioeconômicos do país, quando comparado o primeiro ao último ano em análise.
Ademais, registra-se relação entre desenvolvimento socioeconômico e migração, a partir dos
dados amostrais, nos municípios brasileiros, sendo que as áreas de maior nível de
desenvolvimento de atividades econômicas, que são o agronegócio e as atividades industriais
intensivas, registraram maior participação relativa dos migrantes responsáveis pelo domicílio.
No que se refere à infraestrutura domiciliar relacionada aos serviços básicos, os
resultados mostram que entre 2000 e 2010 houve leve redução das diferenças entre o norte e o
sul do país. Pela clusterização hierárquica aqui utilizada, foi possível aglomerar municípios de
todas as regiões brasileiras tanto nos clusters melhores quanto nos de piores indicadores. Os
resultados nesta dimensão de análise mostram uma leve redução da assimetria e confirmam a
concentração das melhores médias de indicadores de desenvolvimento nas regiões mais
dinâmicas do país.
Com respeito ao desempenho dos indicadores de capital humano, pode-se afirmar que
houve melhora substancial em todo o território brasileiro. No ano 2000, é clara a assimetria
entre Norte e Sul, com baixos indicadores para o primeiro e os melhores indicadores
encontrados nos municípios do Sul. No ano de 2010, a análise por clusters mostra uma leve
redução das disparidades regionais nessa dimensão. Ademais, o mercado de trabalho também
apresenta substancial assimetria entre Norte e Sul nas regiões economicamente mais dinâmicas
do país, em ambos os anos.
Nos clusters de desenvolvimento socioeconômicos municipais brasileiros, é possível
perceber somente uma leve redução da assimetria Norte/Sul quando se observam os anos de
2000 e 2010. Apesar desta leve redução, ainda existem desigualdades substanciais, sobretudo
quando se observam outros indicadores e outras dimensões de análise. A leve melhora dos
indicadores ocorre de forma generalizada e as regiões economicamente menos desenvolvidas
elevam, embora que levemente, seus indicadores, mas não conseguem acompanhar os índices
registrados nas regiões economicamente mais dinâmicas.
Pelas três dimensões analisadas, bem como pela construção dos clusters
multidimensionais, ficou evidente a relação entre migração e desenvolvimento
socioeconômicos dos municípios. Os municípios que ficaram no primeiro cluster de cada uma
das dimensões de análise também tiveram as maiores médias de imigrantes, relativamente
52
superiores às de emigrantes. Além disso, os municípios dos piores clusters em cada uma das
dimensões registraram as menores médias dos indicadores e, consequentemente, de imigrantes
em ambos os anos. Assim, os resultados sugerem que os imigrantes buscam municípios com os
melhores indicadores de desenvolvimento socioeconômico no país, e os registros de emigração
são proporcionalmente maiores nos municípios menos desenvolvidos economicamente.
Os resultados do modelo de dados em painel mostraram que o percentual de participação
de imigrantes é afetada positivamente pela ocupação e pelo trabalho no setor da indústria,
serviços e comércio, sendo essas as variáveis de maiores coeficientes e com maiores poderes
de explicação no modelo. Ou seja, é possível afirmar que há relação direta entre o desempenho
do mercado de trabalho, em particular nas atividades mais dinâmicas relacionadas aos setores
de indústria, comércio e serviços, com a participação de imigrantes nos municípios que
apresentam os melhores indicadores. Já o percentual de participação de emigrantes nos
municípios pode ser explicado majoritariamente pela variação negativa na ocupação total e por
setor.
Os resultados encontrados apontam para várias frentes determinantes da dinâmica
migratória intermunicipal brasileira. Não foi possível constatar efeito isolado das variáveis
sobre a dinâmica migratória dos responsáveis pelos domicílios. Isso está relacionado com
questões de oportunidades para os migrantes e a seleção é feita por critérios diferenciados entre
eles. Como próximos passos para pesquisas futuras, recomenda-se decompor os fatores que
influenciam a dinâmica imigratória intermunicipal de responsáveis pelos domicílios no Brasil.
53
CAPÍTULO II
2. MIGRAÇÃO E INSERÇÃO SOCIOECONÔMICA NOS MUNICÍPIOS
BRASILEIROS
Sinopse: a dinâmica migratória brasileira das últimas décadas tem apresentado aspectos
determinantes da inserção socioeconômica dos migrantes nos locais de destino. A condição de
habitação, a formação do capital humano e o mercado de trabalho são fatores relevantes para
analisar a inserção dos migrantes nos municípios brasileiros. Assim, este capítulo busca analisar
o acesso a serviços de infraestrutura domiciliar, a condição do capital humano e o acesso ao
mercado de trabalho observando a condição de migração nos municípios brasileiros. O método
empírico tem suporte em modelos de regressão logística binária. Os resultados mostram que,
na dimensão de infraestrutura domiciliar, os migrantes têm menos chances de residirem em
domicílios atendidos por serviços de energia, abastecimento de água, esgotamento sanitário e
coleta de lixo do que um responsável pelo domicílio não migrante. Já na dimensão capital
humano, os migrantes têm mais chances de serem alfabetizados e de terem segundo grau
completo ou ensino superior completo quando comparados à categoria de referência. Porém, os
migrantes têm menos chances de estarem ocupados ou de serem contribuintes de instituto
oficial de previdência do que um não migrante, apesar de terem mais chances de estarem
desenvolvendo suas atividades laborais em setores da indústria, comércio ou serviços do que a
categoria de referência.
Palavras-chave: migrações municipais; infraestrutura domiciliar; mercado de trabalho; capital
humano.
54
2.1 Considerações iniciais
Questões relacionadas à mobilidade populacional são abordadas pelas várias dimensões
que orientam a movimentação de pessoas no território. Os modelos histórico-estruturais
postulam que a geografia econômica constitui um dos principais determinantes da migração no
mundo(GAUDEMAR, 1977; SINGER, 1980). Por sua vez, a abordagem neoclássica aponta os
fatores psicológicos e subjetivos de naturezas individuais como os principais determinantes da
dinâmica populacional (HARRIS & TODARO, 1980; SJAASTAD, 1980; BORJAS,
1996).Seja qual for a corrente de pensamento, em todas elas a busca por oportunidade de
trabalho e acesso a serviços básicos têm relevante papel na mobilidade populacional
Nessa interpretação da dinâmica populacional, fatores de natureza conjuntural são
importantes determinantes da migração em todo o mundo e devem ser ponderados no tempo e
no espaço (GOLGHER, 2006; MYRDAL, 1956). Ao longo de décadas de análises, observam-
se que os mais diversos motivos têm influenciado a dinâmica migratória. Infraestrutura,
mercado de trabalho e possibilidades de formação profissional são importantes fatores a serem
abordados como determinantes socioeconômicos da mobilidade de pessoas, sobretudo na
conjuntura recente. Assim, não somente o mercado de trabalho atua como determinante da
dinâmica migratória, uma vez que os motivos são os mais diversos e subjetivos em um contexto
de amplas possiblidades esperadas pelos migrantes ao tomar a decisão de migrar (PACHECO
& PATARRA, 1997).
Com o avanço na redução das desigualdades (GAMA & MACHADO, 2014), sobretudo
da desigualdade de oportunidade (FERREIRA et al., 2011; DILL & GONÇALVES, 2012;
CAVALCANTI & RAMOS, 2015), e no maior acesso ao mercado de trabalho, outras questões
relacionam-se à decisão de migração, sobretudo em países em desenvolvimento. Nos processos
migratórios brasileiros, em nível municipal, vários outros fatores estão relacionados ao
movimento de pessoas que explicam as transformações demográficas pelos determinantes dos
movimentos populacionais visualizados desde os anos de 1980 (MATOS, 2002; BRITO, 2006).
Conforme Vasconcellos & Rigotti (2005) e Lima & Braga (2013), a mobilidade intermunicipal
e a migração de curta distância são fenômenos registrados nos censos de 1991 e de 2000 com
elevada intensidade. Por essa ótica, a migração intermunicipal pode resultar de oportunidades
socioeconômicas, associadas tanto ao mercado de trabalho como a outros fatores.
Nos últimos censos, os registros mostram que os fluxos migratórios de curta distância
predominam (VASCONCELLOS & RIGOTTI, 2005). A busca por melhores oportunidades
55
socioeconômicas, como melhores escolas para os filhos e possibilidade de realização de um
curso universitário, vem se tornando frequente na decisão de migração familiar. Essas questões
são relativamente recentes no perfil das migrações brasileiras e refletem novas motivações para
os fluxos de pessoas, já que, por muitas décadas, o principal determinante das migrações
brasileiras foi o mercado de trabalho com predomínio das migrações de longa distância
(PACHECO & PATARRA, 1997).
Questões de natureza estrutural também têm relevante impacto na dinâmica migratória.
Desde os anos de 1960 até os anos de 1980, o êxodo rural foi acentuadamente elevado no país,
sendo esse o período de maior intensidade (MARTINE & CAMARGO, 1984; CAMARANO
& ABRAMOVAY, 1998; LIMA et al., 2011). O movimento do campo para a cidade ocorreu
sobretudo em busca de melhores condições de residência, apesar de o processo de
industrialização ter inquestionável relevância (MARTINE, 1990; FREGUGLIA, 2007). A
busca pela educação formal dos filhos e questões relacionadas ao saneamento básico foi
essencial à explicação dos fluxos de curta distância de pessoas ao largo do território nacional.
A condição de inserção nos locais de destinos deve ser considerada em toda análise de
fluxos migratórios (FERREIRA et al., 2011; DILL & GONÇALVES, 2012; CAVALCANTI
& RAMOS, 2015). As oportunidades de acesso a serviços básicos de moradia, saneamento e
educação têm sido acentuadamente díspares entre as regiões brasileiras ao longo de sua história.
É possível que os migrantes tenham menores chances de acesso, comparativamente aos não
migrantes, a residirem em domicílios com oferta de serviços básicos de infraestrutura
habitacional, condição educacional e de acesso ao mercado de trabalho.
Estas questões socioeconômicas se relacionam com a dinâmica migratória
intermunicipal brasileira, conforme tratado no primeiro capítulo. Neste segundo capítulo,
busca-se analisar a desigualdade de acesso em infraestrutura habitacional (considerando-se a
condição de moradia), situação educacional e acesso ao mercado de trabalho, comparando
migrantes e não migrantes intermunicipais no país. Procura-se abordar a inserção
socioeconômica dos migrantes nos locais de destino, a partir das informações contidas nas
variáveis de infraestrutura domiciliar, capital humano e mercado de trabalho.
Para atingir o objetivo proposto, o capítulo encontra-se assim estruturado: além destas
considerações iniciais, a segunda seção apresenta os procedimentos metodológicos utilizados;
na terceira seção, revisa-se a literatura acerca dos determinantes da migração, bem como se
discute a questão da desigualdade de acesso a serviços básicos, a partir dos pressupostos
56
clássicos da teoria econômica; na quarta seção, apresentam-se os resultados do modelo de
regressão logística binária; por último, na quinta seção, tecem-se as considerações finais.
2.2 Procedimentos metodológicos
Neste capítulo, dados de natureza individual são analisados por meio de regressão
logística, com o intuito de analisar as chances de acesso de migrantes e não migrantes a serviços
básicos habitacionais, de mercado de trabalho e de capital humano, , considerando variáveis de
domicílios e de pessoas. O objetivo é destacar que, apesar de os migrantes serem atraídos pelas
melhores condições socioeconômicas das localidades de destino, esses acabam se inserindo em
situação inferior aos não migrantes em relação a uma série de indicadores socioeconômicos. A
amostra é composta por 3.704.005 chefes de domicílios no ano 2000; e, 1.054.208 chefes de
domicílios em 2010. Destaque-se que só compõem a amostra aqueles que responderam a todas
as perguntas referentes as variáveis aqui utilizadas.
O método analítico utilizado foi a regressão logística binária em três dimensões, a saber:
infraestrutura domiciliar, capital humano e mercado de trabalho. O objetivo é observar as
chances de inserção e estado dos migrantes no que concerne às condições de habitação, nível
de capital humano e mercado de trabalho nos municípios brasileiros.
2.2.1 – Modelo de regressão logística binária
Como instrumental empírico, recorre-se ao modelo de regressão logística binária pelo
Método de estimação de Modelos Lineares Generalizados – MLG (GLM). A partir disso, usam-
se as regressões com as variáveis, que se seguem: 𝑖) serviços básicos de infraestrutura
domiciliar: serviço de abastecimento de água no domicílio, tipo de coleta de lixo, serviço de
esgotamento sanitário, atendimento e tipo de abastecimento de energia elétrica, explicada pelas
características socioeconômicas dos responsáveis pelos domicílios dos municípios brasileiros;
𝑖𝑖) capital humano: responsáveis pelos domicílios que se declararam alfabetizados, com
segundo grau completo e com ensino superior completo; 𝑖𝑖𝑖) mercado de trabalho: responsáveis
pelos domicílios que se declararam ocupados na semana de referência da pesquisa; declarados
ocupados nos setores de Indústria, Comércio e Serviços – (ICS); responsáveis pelos domicílios
que declararam-se contribuintes de instituto de previdência oficial no trabalho principal ou em
57
outro trabalho; 𝑖𝑣) pobreza no trabalho – pessoas ocupadas que auferiam rendimentos inferior
a ¼ de salários mínimos; 𝑣) a variável é formada a partir de uma binária para as regiões Norte,
Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-oeste.
O modelo logístico usado quando a variável dependente é binária e assume dois valores
possíveis, a saber:
𝑌𝑖 = 1 → 𝑃(𝑌𝑖 = 1) = 𝜋𝑖 (2.1)
𝑌𝑖 = 0 → 𝑃(𝑌𝑖 = 0) = 1 − 𝜋𝑖 (2.2)
Assim, as probabilidades de sucesso e de fracasso são dadas a partir dos resultados
possíveis atribuídos a cada uma das variáveis respostas.
O modelo adotado baseia-se na função de probabilidade logística acumulada e pode ser
reescrito da seguinte forma:
𝑃𝑖 =
(
1
1 + 𝑒−( kiki
xx ...110 )
)
(2.3)
Em que iP é a probabilidade do 𝑖 − é𝑠𝑖𝑚𝑜 indivíduo estar na condição de sucesso e hix
com kh ,...,1 sendo as k variáveis observáveis do modelo. Em processo de transformação
para se obterem os valores em log-linear, a equação expressa no modelo (2.3) pode assumir a
forma que segue:
𝑙𝑛 (𝑃𝑖
1 − 𝑃𝑖) = kiki XX ...110 (2.4)
A variável dependente da equação (2.4) é o logaritmo natural da razão de chances de
sucesso e a probabilidade de não ter sucesso (log do 𝑜𝑑𝑑𝑠, ou 𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡), expressando quantas
vezes a chance de ter sucesso é maior do que as chances de não o ter. O coeficiente expressa
a variação no 𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡 para uma variação unitária no regressor X de interesse, mantendo-se
constantes as demais variáveis do modelo. Para obter a relação direta entre a variação unitária
58
de 𝑋ℎ e a variação do 𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜 (razão entre as chances de ter sucesso para duas categorias
de 𝑋) calcula-se o 𝑎𝑛𝑡𝑖𝑙𝑜𝑔𝑎𝑟𝑖𝑡𝑚𝑜 de 𝑋ℎ, ou seja, 𝑒𝛽ℎ.
Foram utilizadas como determinantes estruturais do 𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡 variáveis socioeconômicas e
demográficas já referenciadas aqui, para analisar o acesso e a situação de migrantes e não
migrantes em três dimensões de desenvolvimento socioeconômico dos municípios brasileiros,
a saber: infraestrutura domiciliar, capital humano e mercado de trabalho.
2.3– Caracterização socioeconômica e demográfica no Brasil: comparativo entre
migrantes e não migrantes
No que concerne às condições individuais de acesso a serviços básicos, as diferenças
entre migrantes e não migrantes intermunicipais brasileiros são consideráveis, analisando-se
pelas características individuais dos responsáveis pelos domicílios. As diferenças dentro das
regiões acentuam-se por essas características individuais, bem como as de localização dentro
da própria região geográfica.
A Tabela 2.1 mostra os dados referentes aos percentuais de responsáveis pelos
domicílios que responderam estar na situação referente a cada uma das variáveis aqui
analisadas. Pelos dados, é possível perceber que há diferenças, em maiores ou menores
dimensões, no que concerne ao acesso para os migrantes e os não migrantes em todas as
variáveis, mesmo sendo elas de poucos pontos percentuais.
No que se refere ao acesso aos domicílios com oferta de serviço de água canalizada, a
participação de migrantes e de não migrantes atendidos por serviços dessa natureza é
relativamente baixa em ambos os anos. No ano 2000, a participação dos dois grupos era entre
60% e 65% atendidos por este tipo de serviço, sendo relativamente maior a participação dos
não migrantes. No último ano, as diferenças se reduzem mais ainda e elevam-se, também, a
participação de domicílios atendidos pelos serviços de abastecimento de água para migrantes e
não migrantes, apesar de haver ainda aproximadamente 30% dos domicílios do país sem água
canalizada.
Por um lado, em relação à escolaridade, nas três categorias de análise, os responsáveis
pelos domicílios migrantes têm maior escolaridade tanto no ano 2000 quanto no de 2010. Ou
seja, a situação de educação formal, sobretudo ensino superior, é melhor para os migrantes, o
que ratifica outras pesquisas realizadas no país (MACIEL & HERMETO, 2011; GAMA &
59
MACHADO, 2014). Ademais, a diferença na escolaridade entre os grupos aumenta no ano de
2010 comparativamente ao de 2000. Ou seja, no primeiro ano, enquanto 81% dos responsáveis
pelos domicílios não migrantes disseram serem alfabetizados, os migrantes eram 85% na
mesma situação. No ano de 2010, essa diferença de quatro pontos percentuais permaneceu,
apesar da elevação na participação de alfabetizados. Ou seja, 91% dos responsáveis pelos
domicílios migrantes responderam ser alfabetizados, contra 87% dos não migrantes.
No que concerne às diferenças entre os grupos em relação ao ensino médio e superior
completos, o gap aumenta em favor dos migrantes. Além dos responsáveis pelos domicílios
migrantes serem mais escolarizados comparativamente aos não migrantes, essa diferença se
eleva no ano de 2010 em relação a 2000. No último ano, 11% dos responsáveis pelos domicílios
migrantes responderam ter curso superior completo, enquanto somente 7% dos não migrantes
estavam na mesma situação educacional. Essa diferença de quatro pontos percentuais pode estar
relacionada à hipótese de maior investimento em migração instituído por parcela da população
que decide migrar no país (MACIEL & HERMETO, 2011).
Tabela 2-1: Valores médios segundo condição de migração (apenas responsáveis dos
domicílios) - 2000/2010
Variáveis 2000 2010
𝑁ã𝑜 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑁ã𝑜 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒
Á𝑔𝑢𝑎 0.64 0.62 0.72 0.71
𝐸𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜 0.99 0.98 0.97 0.96
𝐿𝑖𝑥𝑜 0.63 0.65 0.76 0.78
𝐸𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎 0.79 0.81 0.88 0.90
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.81 0.85 0.87 0.91
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.16 0.19 0.19 0.23
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0.05 0.05 0.07 0.11
𝑂𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 0,93 0,92 0,96 0,95
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 0.22 0.17 0.25 0.21
𝐼𝐶𝑆 0.44 0.46 0.33 0.35
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 0.07 0.05 0.08 0.05
𝑁𝑂 0.08 0.11 0.08 0.11
𝑁𝐸 0.32 0.26 0.30 0.26
𝑆𝐸 0.32 0.29 0.35 0.32
𝑆𝑈 0.19 0.19 0.18 0.16
𝐶𝐸 0.08 0.14 0.09 0.14
Fonte: elaboração do Autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000 e 2010
Por outro lado, já no que se refere às variáveis de mercado de trabalho, a taxa de
ocupação era semelhante entre migrantes e não migrantes em ambos os anos, com elevação no
60
percentual de ocupação para ambos e mantendo-se a mesma diferença: assim, a proporção de
responsáveis pelos domicílios não migrantes ocupados era apenas um ponto percentual maior
do que os migrantes em ambos os anos. Outrossim, no que se refere à previdência social,
indicativo de formalidade no mercado de trabalho, no ano 2000, 22% dos responsáveis pelos
domicílios não migrantes ocupados eram contribuintes de instituto oficial de previdência social,
comparativamente a 17% dos migrantes. No ano de 2010, o gap se reduz, mas a maior
formalidade no mercado de trabalho era em favor dos não migrantes. Com isso, apesar de mais
escolarizados, enfrentavam maiores taxas de desocupação e informalidade
De outra forma, a pobreza no trabalho era maior entre os não migrantes do que entre os
migrantes em ambos os anos. No ano 2000, 7% dos responsáveis pelos domicílios não
migrantes declararam-se pobres no trabalho, comparativamente a 5% dos migrantes. Em 2010,
a pobreza no trabalho se reduz para ambos. Assim, a pobreza no trabalho ainda atingiu 8% dos
responsáveis pelos domicílios não migrantes e 5% dos migrantes no mesmo ano. Os dados
mostram que a diferença se mantém, apesar da redução na participação relativa, e a proporção
de migrantes declarados pobres no trabalho era 3 pontos percentuais menor que a de não
migrantes, enquanto no primeiro ano a diferença era de dois pontos percentuais.
Ademais, há concentração relativa de migrantes nas regiões Nordeste e Sudeste, e essa
participação mantém-se em ambos os anos. No primeiro ano em análise, 29% dos migrantes
chefes de domicílios residiam no Sudeste e 26% no Nordeste brasileiro. Em 2010, eleva-se para
32% a participação de chefes de domicílios migrantes residindo no Sudeste e permanece em
26% a participação dos que residiam no Nordeste do país.
Pelos dados da Tabela acima, é possível perceber que as diferenças existentes entre não
migrantes e migrantes são observadas na maioria das variáveis selecionadas para o estudo.
Apesar de essas diferenças serem favoráveis, em sua maioria, aos não migrantes, os migrantes
conseguem ser mais escolarizados, e menos pobres no trabalho, embora sejam maioria na
informalidade e na desocupação. Ademais, têm menos acesso a serviços básicos de
infraestrutura habitacional, comparativamente aos não migrantes. Essas diferenças persistem
aos logo dos anos, apesar de terem sofrido uma redução.
2.4 – Condicionantes individuais de acesso
Os resultados da regressão logística binária ajudam a avaliar os efeitos do acesso aos
serviços de infraestrutura domiciliar, capital humano e mercado de trabalho, sendo o cerne os
61
migrantes que se declararam responsáveis pelos domicílios nos censos demográficos dos anos
2000 e 2010. Procura-se abordar a condição de acesso a serviços como determinantes de
desenvolvimento socioeconômico e suas possíveis relações com a migração no Brasil. São
distribuídos em três subseções de acordo com cada uma das dimensões em análises.
2.4.1 – Dimensão de acesso a serviços de infraestrutura domiciliar básica
Os resultados observados a partir dos indicadores de desenvolvimento socioeconômico
municipal evidenciam uma leve redução das assimetrias na distribuição do desenvolvimento
socioeconômico brasileiro de 2000 para 2010, considerando-se os serviços de infraestrutura
básica domiciliar municipal. Porém, o acesso à igualdade de oportunidade não é universal no
território nacional e ainda há diferenças entre os que têm e os que não têm acesso a tais serviços,
considerando-se uma série de características individuais.
Assim, pelos resultados apresentados na Tabela 2.2, é possível perceber que as chances
de residirem em um domicílio atendido pelo serviço de energia são menores para os
responsáveis pelos domicílios que se declararam migrantes, tanto em 2000 como em 2010Em
ambos os anos, o sinal do coeficiente foi negativo, assim como em 2010. Ou seja, pelo
𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜 é possível afirmar que a chance de um migrante residir em um domicílio com
serviço de energia elétrica era aproximadamente 70% menor que a de um não migrante em 2000
e 39% menor em 2010. Como se pode observar, há redução das diferenças em favor dos
migrantes, mas o acesso a tal oportunidade continua sendo menor nos domicílios em que os
responsáveis são migrantes, apesar de haver se reduzido substancialmente o valor assumido
pelo coeficiente e as diferenças entre as razões de chances terem se reduzido em 2010.
A migração familiar é, em sua maioria, de pessoas em busca de melhores oportunidades
e que podem inicialmente assumirem um ônus elevado nos locais de destino. Nas grandes
cidades, as favelas são as principais áreas de residência. Nessas áreas, ainda é possível que a
maioria resida em condições mais precárias que a dos não migrantes. Nesse aspecto, é possível
perceber que a binária para as regiões apresentou sinal negativo, o que significa dizer que as
chances de um residente no Norte, Sudeste, Sul e Centro-Oeste morar em um domicílio sem
atendimento de serviços de energia elétrica são maiores que a de um residente no Nordeste do
país.
No que concerne às demais variáveis de controle, registra-se que as chances de residir
em domicílios com energia elétrica são maiores para responsáveis pelos domicílios que se
62
declararam brancos, que moram em áreas urbanizadas, são alfabetizados, têm ensino médio ou
superior completos e são contribuintes de instituto de previdência oficial no trabalho principal
ou em outros trabalhos. As chances se reduzem para responsáveis pelos domicílios do sexo
masculino. Em 2010, ser do sexo masculino e ser pobre no trabalho reduzem as chances de
residir em domicílios com serviço de energia elétrica. São as características clássicas já
discutidas amplamente na literatura nacional e internacional.
No que se refere ao serviço de abastecimento de água, tanto em 2000 quanto em 2010,
o fato de o responsável pelo domicílio ser migrante reduz as chances de acesso. O sinal do
coeficiente é negativo em ambos os anos: -0.305 em 2000 e -0.153 em 2010. Ou seja, pelo
𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜 (colunas 4 e 7 da Tabela 2.2), é possível observar que as razões de chances, embora
menores para os migrantes, reduzem-se no período intercensitário. No primeiro ano, a razão de
chances de acesso era aproximadamente 26% menor e se reduziu para aproximadamente 15%
comparativamente aos não migrantes.
Apensar de serem menores do que as de um não migrante, as chances de um migrante
intermunicipal brasileiro morar em domicílios com abastecimento de água, se reduziram ao
longo da década, como mostra o valor assumido pelo coeficiente, bem como as razões de
chances (𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜). Além disso, se o responsável pelo domicílio é do sexo masculino e pobre
no trabalho, também se reduzem as chances de residir em domicílios atendidos por este tipo de
serviço. Porém, se for branco, morar em área urbanizada, alfabetizado, com ensino médio ou
superior completo e trabalhar na indústria, comércio ou serviços, pagar previdência oficial e
residir no Sudeste e Sul, aumentam-se as chances.
Tabela 2-2: Regressão Logística Binária para serviços de infraestrutura domiciliar nos
municípios brasileiros - 2000/2010
𝐸𝑛𝑒𝑟𝑔𝑖𝑎
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) 4.211 < 2e-16 *** - 2.436 < 2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -1.140 < 2e-16 *** 0.320 -0.493 < 2e-16 *** 0.611
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 0.076 1.28e-05 *** 1.079 -0.573 < 2e-16 *** 0.564
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.337 < 2e-16 *** 1.401 0.476 < 2e-16 *** 1.609
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 0.710 < 2e-16 *** 2.034 1.650 < 2e-16 *** 5.207
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.328 < 2e-16 *** 1.389 0.548 < 2e-16 *** 1.730
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.271 < 2e-16 *** 1.311 0.690 < 2e-16 *** 1.993
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0.422 < 2e-16 *** 1.525 1.296 < 2e-16 *** 3.656
𝐼𝐶𝑆 -0.340 < 2e-16 *** 0.712 0.198 < 2e-16 *** 1.219
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 0.348 < 2e-16 *** 1.416 0.540 < 2e-16 *** 1.717
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -0.095 1.01e-06 *** 0.909 -0.429 < 2e-16 *** 0.651
63
𝑁𝑂 -0.578 < 2e-16 *** 0.561 -1.016 < 2e-16 *** 0.362
𝑆𝐸 -0.010 0.544 0.990 0.665 < 2e-16 *** 1.945
𝑆𝑈 -0.279 < 2e-16 *** 0.756 0.792 < 2e-16 *** 2.208
𝐶𝑂 -0.807 < 2e-16 *** 0.446 -0.076 0.00103 ** 0.927
Á𝑔𝑢𝑎
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -1.836 < 2e-16 *** - -0.977 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0.305 < 2e-16 *** 0.737 -0.153 <2e-16 *** 0.858
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 -0.363 < 2e-16 *** 0.695 -0.323 <2e-16 *** 0.724
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.018 9.76e-08 *** 1.018 -0.014 0.0295 * 0.986
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 3.352 < 2e-16 *** 28.572 3.205 <2e-16 *** 24.662
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.356 < 2e-16 *** 1.428 0.239 <2e-16 *** 1.269
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.514 < 2e-16 *** 1.671 0.301 <2e-16 *** 1.352
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0.282 < 2e-16 *** 1.325 0.462 <2e-16 *** 1.588
𝐼𝐶𝑆 0.429 < 2e-16 *** 1.535 0.308 <2e-16 *** 1.361
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 0.100 < 2e-16 *** 1.105 0.091 <2e-16 *** 1.095
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -0.301 < 2e-16 *** 0.740 -0.020 0.063 . 0.980
𝑁𝑂 -1.428 < 2e-16 *** 0.240 -1.659 <2e-16 *** 0.190
𝑆𝐸 0.392 < 2e-16 *** 1.481 -0.156 <2e-16 *** 0.855
𝑆𝑈 0.251 < 2e-16 *** 1.285 0.361 <2e-16 *** 1.435
𝐶𝑂 -0.406 < 2e-16 *** 0.666 -0.545 <2e-16 *** 0.580
𝐸𝑠𝑔𝑜𝑡𝑜
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -0.747 <2e-16 *** - 0.319 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0.048 0,0348 * 0.954 0.053 3.54e-05 *** 1.055
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 -0.110 <2e-16 *** 0.896 -0.135 <2e-16 *** 0.874
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.349 <2e-16 *** 1.417 0.349 <2e-16 *** 1.417
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 1.678 <2e-16 *** 5.353 1.432 <2e-16 *** 4.185
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.541 <2e-16 *** 1.717 0.492 <2e-16 *** 1.636
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.846 <2e-16 *** 2.331 0.568 <2e-16 *** 1.765
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0.917 <2e-16 *** 2.502 1.343 <2e-16 *** 3.832
𝐼𝐶𝑆 0.315 <2e-16 *** 1.371 0.260 <2e-16 *** 1.298
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 0.428 <2e-16 *** 1.533 0.317 <2e-16 *** 1.373
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -0.600 <2e-16 *** 0.549 -0.485 <2e-16 *** 0.616
𝑁𝑂 0.339 <2e-16 *** 1.404 -0.364 <2e-16 *** 0.695
𝑆𝐸 0.499 <2e-16 *** 1.647 0.224 <2e-16 *** 1.250
𝑆𝑈 1.204 <2e-16 *** 3.333 1.103 <2e-16 *** 3.013
𝐶𝑂 1.149 <2e-16 *** 3.155 1.378 <2e-16 *** 3.968
𝐿𝑖𝑥𝑜
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -3.349 <2e-16 *** - -1.775 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0.184 <2e-16 *** 0.832 -0.028 0.0385 * 0.972
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 -0.543 <2e-16 *** 0.581 -0.521 <2e-16 *** 0.594
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.303 <2e-16 *** 1.354 0.305 <2e-16 *** 1.356
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 4.221 <2e-16 *** 68.121 4.038 <2e-16 *** 56.714
64
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.542 <2e-16 *** 1.719 0.486 <2e-16 *** 1.626
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.882 <2e-16 *** 2.416 0.503 <2e-16 *** 1.653
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0.727 <2e-16 *** 2.068 0.989 <2e-16 *** 2.689
𝐼𝐶𝑆 0.715 <2e-16 *** 2.045 0.752 <2e-16 *** 2.121
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 0.294 <2e-16 *** 1.342 0.148 <2e-16 *** 1.160
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -0.742 <2e-16 *** 0.476 -0.607 <2e-16 *** 0.545
𝑁𝑂 -0.471 <2e-16 *** 0.624 -0.437 <2e-16 *** 0.646
𝑆𝐸 1.126 <2e-16 *** 3.084 0.821 <2e-16 *** 2.274
𝑆𝑈 1.138 <2e-16 *** 3.121 0.990 <2e-16 *** 2.691
𝐶𝑂 0.647 <2e-16 *** 1.911 0.159 <2e-16 *** 1.173
Significância: ‘***’ 0,001; ‘**’ 0,01; ‘*’ 0,05; ‘.’ 1.
Fonte: elaboração do Autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000 e 2010
No que se refere às chances de residir em domicílios com esgotamento sanitário, os
coeficientes mudam o sinal para os migrantes. No primeiro ano (2000), se o responsável pelo
domicílio se declarou migrante, reduziam-se as chances em aproximadamente 5%, comparada
a um não migrante. Em 2010, ser migrante elevava as chances em aproximadamente 5%, em
relação a um não migrante. Apesar do baixo valor assumido pelo coeficiente, é importante
destacar a mudança de sinal da variável (coluna 5, estimativa de 2010). Além disso, tanto em
2000 quanto em 2010, as chances de residir em domicílios com serviço de abastecimento de
esgoto se reduz quando o responsável é do sexo masculino. Resultado semelhante foi registrado
por Dill & Gonçalves (2012).
Adicionalmente, se for pobre no trabalho também as chances se reduzem. Se morar em
área urbana; morar em municípios das regiões Norte, Sudeste, Sul e Centro-oeste,
comparativamente aos residentes no Nordeste; ser alfabetizado ou tiver ensino médio ou
superior completo; trabalhar na indústria, comércio ou serviços; e ser contribuinte de instituto
de previdência oficial aumentam as chances de residir em domicílios com atendimento de
esgotamento sanitário. Ou seja, as características socioeconômicas estão diretamente
relacionadas às condições de moradia. Se for escolarizado, trabalhar e pagar previdência, estar
ocupado em setores dinâmicos de atividade econômica (indústria, comércio e serviços), as
chances de acesso são maiores; por outro lado, se for pobre no trabalho têm menores chances
de acesso.
Em relação ao serviço domiciliar de coleta de lixo, os resultados da regressão logística
indicam, tanto para o ano 2000 quanto para 2010, que ser migrante reduz as chances de residir
em domicílio com atendimento de tal serviço, quando comparado a um não migrante. No
primeiro ano, o valor do coeficiente era de -0.184 e -0.028 no último ano. Pelo 𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜 as
chances de um migrante ter acesso a tal serviço no domicilio é aproximadamente 17% menor
65
que a de um não migrante no primeiro ano e de aproximadamente 3% no segundo ano. Ou seja,
as diferenças de acesso quase desaparecem do primeiro ao último ano em comparação.
Além disso, ser do sexo masculino e ser pobre no trabalho também reduz as chances de
residir em domicílio com atendimento de coleta de lixo. Por outro lado, residir em áreas
urbanizadas; nas regiões Norte, Sudeste, Sul e Centro-Oeste; ser branco; ser alfabetizado ou ter
ensino médio ou superior completo; trabalhar na indústria no comércio ou nos serviços, bem
como ser contribuinte de instituto oficial de previdência social, aumentam as chances de residir
em domicílios com coleta de lixo.
Pelos resultados apresentados na Tabela, é possível ver que, tanto em 2000 quanto em
2010, ser um responsável pelo domicílio migrante intermunicipal reduz as chances de ter acesso
a serviços básicos de infraestrutura domiciliar no Brasil. Quando se trata da migração de data
fixa de responsáveis pelos domicílios, tem-se que as oportunidades de acesso se reduzem
quando comparado a um não migrante. Somente no acesso a atendimento de esgotamento
sanitário, e no ano de 2010, registraram-se maiores chances para os migrantes, em relação aos
não migrantes. Pelas dimensões dos coeficientes, ainda é possível inferir que as disparidades
de acesso entre migrantes e não migrantes são substancialmente elevadas, apesar de se
reduzirem ao longo dos anos.
2.4.2 – Dimensão de capital humano10
Na dimensão do capital humano, os dados da Tabela 2.3 mostram que as características
socioeconômicas dos indivíduos relacionam-se sobremaneira com o desempenho do capital
humano nacional. Tanto no que se refere a ser alfabetizado, quanto a ter segundo grau ou ensino
superior completos, os resultados dos coeficientes são positivos e elevam-se quando comparado
o primeiro ao segundo ano, com exceção da variável segundo grau. Ou seja, ser migrante
intermunicipal aumenta as chances de ser mais escolarizado em relação a um não migrante no
tempo e nos espaços estudados. No primeiro ano (2000), as razões de chances elevavam-se em
aproximadamente 19%; e, no segundo ano (2010), elevam-se para aproximadamente 35% a
favor dos responsáveis pelos domicílios que se declararam migrantes relativamente às chances
de serem eles alfabetizados.
10 Nessa subseção, pertinente destacar que o que se está analisando são os padrões de associação, e não as relações
de causa e efeito.
66
O valor do coeficiente para ensino superior mais que dobra de 2000 para 2010. Esses
resultados destacam maior nível de escolaridade superior entre os migrantes, o que já foi
apontado em outros estudos (MACIEL & HERMETO, 2011; GAMA & MACHADO, 2014).
Ou seja, quando comparado com pares, os migrantes têm maiores chances de serem
escolarizados entre si, comparativamente a um não migrante. Pela 𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜 (colunas 4 e 7
da Tabela 2.3) os migrantes tiveram uma chance de ter curso superior 38% maior no primeiro
ano e 92% no segundo. Ou seja, o gap além de já ser acentuado, ainda se eleva no período
intercensitário.
Ademais, pelos resultados registra-se que, tanto em 2000 quanto em 2010, ser do sexo
masculino e ser pobre no trabalho reduzem as chances de ser um indivíduo alfabetizado. Ou
seja, há uma relação direta entre a condição de pobreza no trabalho e os baixos índices de
escolaridade, revelando ser a educação um importante condicionante à superação da pobreza.
Por outro lado, ser de raça/cor branca; residir em área urbanizada; nas regiões Sudeste, Sul e
Centro-Oeste, comparativamente ao Norte e Nordeste, trabalhar na indústria, no comércio ou
nos serviços; e ser contribuinte de instituto oficial de previdência elevam as chances de ser um
responsável pelo domicílio alfabetizado.
Outrossim, as chances de um responsável pelo domicílio nos municípios brasileiros ter
concluído o ensino médio, tanto em 2000 quanto em 2010, dependiam das mesmas
características socioeconômicas. Se for homem; pobre no trabalho residente na região Sul do
país reduzem-se as chances em comparação aos seus pares; por outro lado, morar em área
urbana; ser banco; trabalhar no setor industrial de comércio ou serviço; ser contribuinte de
instituto oficial de previdência, elevam as chances.
Tabela 2-3: Regressão Logística binária dimensão capital humano nos municípios
brasileiros - 2000/2010
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -0.135 <2e-16 *** - 0.729 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 0.171 <2e-16 *** 1.186 0.301 <2e-16 *** 1.351
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 -0.122 <2e-16 *** 0.885 -0.439 <2e-16 *** 0.644
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.621 <2e-16 *** 1.861 0.604 <2e-16 *** 1.829
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 0.753 <2e-16 *** 2.124 0.693 <2e-16 *** 2.000
𝐼𝐶𝑆 0.881 <2e-16 *** 2.413 0.844 <2e-16 *** 2.327
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 0.902 <2e-16 *** 2.464 0.754 <2e-16 *** 2.126
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -0.824 <2e-16 *** 0.439 -0.872 <2e-16 *** 0.418
𝑁𝑂 0.684 <2e-16 *** 1.981 0.655 <2e-16 *** 1.924
𝑆𝐸 1.092 <2e-16 *** 2.980 1.045 <2e-16 *** 2.842
67
𝑆𝑈 1.458 <2e-16 *** 4.299 1.382 <2e-16 *** 3.982
𝐶𝑂 0.991 <2e-16 *** 2.694 0.871 <2e-16 *** 2.390
𝑆𝑒𝑔𝑢𝑛𝑑𝑜 𝐺𝑟𝑎𝑢
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -4.022 <2e-16 *** - -2.324 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 0.327 <2e-16 *** 1.387 0.241 <2e-16 *** 1.273
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 -0.422 <2e-16 *** 0.656 -0.410 <2e-16 *** 0.664
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.868 <2e-16 *** 2.382 0.275 <2e-16 *** 1.317
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 1.721 <2e-16 *** 5.591 0.957 <2e-16 *** 2.603
𝐼𝐶𝑆 0.628 <2e-16 *** 1.873 0.562 <2e-16 *** 1.753
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 1.280 <2e-16 *** 3.595 0.488 <2e-16 *** 1.629
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -1.871 <2e-16 *** 0.154 -1.039 <2e-16 *** 0.354
𝑁𝑂 0.018 0.0144 * 1.018 0.114 <2e-16 *** 1.121
𝑆𝐸 0.128 <2e-16 *** 1.137 -0.129 <2e-16 *** 0.879
𝑆𝑈 -0.145 <2e-16 *** 0.865 -0.173 <2e-16 *** 0.841
𝐶𝑂 0.057 <2e-16 *** 1.059 -0.077 7.06E-16 *** 0.926
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -6.555 <2e-16 *** - -5.248 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 0.323 <2e-16 *** 1.381 0.652 <2e-16 *** 1.920
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 -0.361 <2e-16 *** 0.697 -0.468 <2e-16 *** 0.627
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 1.402 <2e-16 *** 4.062 1.024 <2e-16 *** 2.785
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 2.368 <2e-16 *** 10.678 1.784 <2e-16 *** 5.954
𝐼𝐶𝑆 -0.055 <2e-16 *** 0.946 0.183 <2e-16 *** 1.201
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎 1.699 <2e-16 *** 5.469 1.451 <2e-16 *** 4.269
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑡𝑟𝑎𝑏 -2.399 <2e-16 *** 0.091 -1.673 <2e-16 *** 0.188
𝑁𝑂 -0.202 <2e-16 *** 0.817 0.108 <2e-16 *** 1.114
𝑆𝐸 0.304 <2e-16 *** 1.356 0.265 <2e-16 *** 1.303
𝑆𝑈 -0.168 <2e-16 *** 0.845 -0.046 0.000771*** 0.955
𝐶𝑂 0.075 1.92E-11 * 1.078 0.200 <2e-16 *** 1.222
Significância: ‘***’ 0,001; ‘**’ 0,01; ‘*’ 0,05; ‘.’ 1.
Fonte: elaboração do Autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000 e 2010
Igualmente, as chances de um responsável pelo domicílio ter ensino superior nos
municípios brasileiros variam positivamente entre os residentes em áreas urbanas nas regiões
Sudeste e Centro-Oeste; ocupados na indústria, comércio ou serviços; contribuintes de instituto
de previdência oficial. De outra forma, ser do sexo masculino e pobre no trabalho reduzem-se
as chances de um responsável pelo domicílio ter curso superior, tanto no ano 2000 quanto no
de 2010, nos municípios brasileiros.
68
2.4.3 – Dimensão de mercado de trabalho
Na dimensão mercado de trabalho, ser responsável pelo domicílio migrante
intermunicipal reduz as chances de estar ocupado (em 2010), de ser contribuinte de instituto
oficial de previdência social e de estar ocupado na indústria, comércio ou serviços, tanto no
primeiro quanto no último ano analisados. Ou seja, apesar de ser parte de um grupo que investe
em migração e apresenta maior capital humano (nesse caso, serem mais escolarizados), este
grupo tende a se inserir em situação mais vulnerável no mercado de trabalho.
No que se refere às chances de um responsável pelo domicílio estar ocupado no Brasil,
pelas demais variáveis de controle, os dados da Tabela 2.4 mostram que: ser do sexo masculino;
residir em área urbanizada; no Sudeste, Sul e Centro-oeste, comparativamente aos residentes
no Nordeste; ser alfabetizado ou ter segundo grau completo aumentam as chances de estar
ocupado no ano 2000. Em 2010, ser do sexo masculino; de raça/cor branca; ter segundo grau
ou curso superior completo; residir em qualquer região do país, comparativamente ao Nordeste,
elevam-se as chances de estar ocupado.
No que se refere ao fato de ser contribuinte de algum instituto de previdência oficial,
observa-se que as chances se reduzem para responsáveis pelos domicílios pobres e residentes
no Norte do país. Em 2010, são as mesmas características que influenciam a redução das
chances registradas em 2000, mudando-se somente a intensidade. De outra forma, apresentam
maiores chances de ser contribuinte de instituto de previdência oficial os responsáveis pelos
domicílios homens, brancos, residentes em áreas urbanas; alfabetizados ou com ensino médio
ou superior completo.
Tabela 2-4: Regressão Logística binária para a dimensão mercado de trabalho nos
municípios Brasileiros - 2000/2010
𝑂𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) 1.427 0,043* - 3.735 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 0.112 < 2e-16 *** 1.118 -0.425 <2e-16 *** 0.654
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 0.132 < 2e-16 *** 1.142 1.049 <2e-16 *** 2.854
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 -0.014 0.004 ** 0.986 0.267 <2e-16 *** 1.307
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 1.184 < 2e-16 *** 3.267 -1.122 <2e-16 *** 0.326
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.256 < 2e-16 *** 1.291 -0.051 5.46e-09 *** 0.950
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.207 < 2e-16 *** 1.230 0.023 0.00078 *** 1.023
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 -0.164 0,000*** 0.849 0.761 <2e-16 *** 2.141
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑑𝑜𝑚 -0.006 0.275 0.994 -2.528 <2e-16 *** 0.080
𝑁𝑂 -0.037 0.000 *** 0.964 0.043 2.29e-05 *** 1.044
69
𝑆𝐸 0.591 < 2e-16 *** 1.805 0.013 0.056421 . 1.013
𝑆𝑈 0.766 < 2e-16 *** 2.150 0.160 <2e-16 *** 1.173
𝐶𝑂 0.346 < 2e-16 *** 1.414 0.123 <2e-16 *** 1.131
𝑃𝑟𝑒𝑣𝑖𝑑ê𝑛𝑐𝑖𝑎
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -3.132 <2e-16 *** - -2.721 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0.419 <2e-16 *** 0.658 -0.366 <2e-16 *** 0.693
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 0.412 <2e-16 *** 1.510 0.384 <2e-16 *** 1.469
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.413 <2e-16 *** 1.511 0.341 <2e-16 *** 1.407
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 0.197 <2e-16 *** 1.218 0.148 <2e-16 *** 1.160
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.666 <2e-16 *** 1.946 0.528 <2e-16 *** 1.695
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.959 <2e-16 *** 2.609 0.738 <2e-16 *** 2.091
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 0.852 <2e-16 *** 2.345 1.664 <2e-16 *** 5.282
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑑𝑜𝑚 -0.951 <2e-16 *** 0.387 -0.912 <2e-16 *** 0.402
𝑁𝑂 -0.097 <2e-16 *** 0.907 -0.123 <2e-16 *** 0.885
𝑆𝐸 0.606 <2e-16 *** 1.834 0.448 <2e-16 *** 1.565
𝑆𝑈 0.880 <2e-16 *** 2.410 0.763 <2e-16 *** 2.145
𝐶𝑂 0.136 <2e-16 *** 1.146 0.105 <2e-16 *** 1.110
𝐼𝐶𝑆
2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑃𝑟(> |𝑧|) 𝑂𝑑𝑑𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
(𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜) -2.578 <2e-16 *** - -3.094 <2e-16 *** -
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0.006 <2e-16 *** 0.994 -0.013 0.105 0.987
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 0.449 <2e-16 *** 1.566 0.419 <2e-16 *** 1.520
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜 0.268 <2e-16 *** 1.308 0.283 <2e-16 *** 1.327
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 1.953 <2e-16 *** 7.052 1.790 <2e-16 *** 5.987
𝐴𝑙𝑓𝑎𝑏𝑒𝑡𝑖𝑧𝑎𝑑𝑜 0.749 <2e-16 *** 2.115 0.706 <2e-16 *** 2.025
𝑆𝑒𝑔𝑟𝑎𝑢 0.743 <2e-16 *** 2.102 0.583 <2e-16 *** 1.791
𝑆𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 -0.526 <2e-16 *** 0.591 0.460 <2e-16 *** 1.585
𝑃𝑜𝑏𝑟𝑒𝑑𝑜𝑚 -0.536 <2e-16 *** 0.585 -0.510 <2e-16 *** 0.601
𝑁𝑂 -0.023 1.31e-06 *** 0.977 -0.036 3.99e-05 *** 0.964
𝑆𝐸 -0.352 <2e-16 *** 0.703 -0.352 <2e-16 *** 0.703
𝑆𝑈 -0.503 <2e-16 *** 0.605 -0.457 <2e-16 *** 0.633
𝐶𝑂 -0.440 <2e-16 *** 0.644 -0.313 <2e-16 *** 0.731
Significância: ‘***’ 0,001; ‘**’ 0,01; ‘*’ 0,05; ‘.’ 1.
Fonte: elaboração do Autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000 e 2010
Os dados também mostram que ser do sexo masculino, morar em área urbanizada e ser
alfabetizado ou ter segundo grau completo ou ensino superior elevam a chance de um
responsável pelo domicílio desenvolver suas atividades laborais nos setores de atividade
industrial, comercial e de serviços, ao passo que residir em domicílios pobres, nas regiões Norte,
Sudeste, Sul e Centro-Oeste reduz essa chance.
70
2.5 – Considerações finais
O objetivo deste capítulo foi analisar a desigualdade de acesso a serviços e
oportunidades de trabalho em três dimensões de natureza socioeconômica nos municípios
brasileiros e suas possíveis relações com a dinâmica migratória, considerando as seguintes
variáveis: condições de residência, chance de acesso a serviços básicos, formação de capital
humano e mercado de trabalho. O trabalho utilizou dados de responsáveis pelos domicílios
migrantes e não migrantes residentes nos municípios brasileiros nos anos de 2000 e de 2010.
Com relação ao acesso, os resultados mostram que as chances de um responsável pelo
domicílio ocupar uma residência com atendimento de energia elétrica, abastecimento de água,
coleta de lixo e esgotamento sanitário são menores em comparação com as de um não migrante,
tanto em 2000 quanto em 2010, apesar da ligeira melhora na razão entre as chances de acesso
de 2010 para 2000. Destaque-se que somente para o atendimento no serviço de esgotamento
sanitário, e no ano de 2010, as chances de acesso por um migrante eram levemente maiores que
as de um não migrante.
No que diz respeito ao capital humano nos municípios brasileiros, os migrantes
intermunicipais estavam associados a maiores níveis de escolaridade comparativamente aos não
migrantes. As chances de um responsável pelo domicílio migrante ser alfabetizado, ter segundo
grau completo ou ter ensino superior eram maiores do que as chances de um não migrante tanto
no primeiro quanto no último ano em análises. Assim, apesar das disparidades e das menores
chances no acesso a serviços básicos nos domicílios brasileiros ocupados por migrantes, as
chances de serem eles melhor escolarizados são maiores que as dos não migrantes em ambos
os anos em apreço. Para as variáveis “ser alfabetizado” e ter “cursos superior completo”, os
coeficientes são maiores no ano de 2010, quando comparado ao ano 2000. Ou seja, crescem no
período intercensitário.
No que se refere ao mercado de trabalho, as chances de um migrante responsável pelo
domicílio estar ocupado eram menores em 2010 em comparação com um não migrante. Além
disso, as chances de um responsável pelo domicílio migrante ser contribuinte de instituto oficial
de previdência no trabalho principal ou em outro trabalho eram menores em relação a um não
migrante. Apesar da redução do valor do coeficiente, ser um migrante em 2010 ainda implicava
na redução das chances de ter seguridade social no trabalho em relação a não um migrante,
mesmo o migrante tendo chance maior de ser mais escolarizado.
71
Já no que se refere a estar ocupado na indústria, comércio ou serviços, apesar do baixo
valor dos coeficientes, tanto em 2000 quanto em 2010, o sinal aponta no sentido de que os
responsáveis pelos domicílios migrantes têm menores chances do que um não migrante.
Nesse sentido, fica evidenciado que os migrantes são atraídos pelas melhores condições
socioeconômicas, e que isso resulta na intensa dinâmica migratória intermunicipal brasileira
em ambos os anos estudados, conforme destacado no capítulo 1. Mas quando o migrante chega
aos municípios localizados nas melhores regiões do país, ainda assim se insere de maneira mais
vulnerável comparativamente a um não migrante, conforme principais evidências aqui
destacadas (capítulo 2).
72
CAPÍTULO III
3. MIGRAÇÃO E CONDIÇÃO DE ATIVIDADE NO MERCADO DE
TRABALHO BRASILEIRO
SINOPSE: As características socioeconômicas e demográficas dos indivíduos sempre tiveram
importante impacto na condição de atividade e, consequentemente, na condição de ocupação.
Há, entretanto, poucos estudos empíricos com os dados dos censos que investigam de que forma
a condição de migração afeta a condição de atividade. Diante disso, este capítulo tem como
objetivo analisar os determinantes da condição de atividade dos indivíduos migrantes e não
migrantes com idade entre 15 e 60 anos nos municípios brasileiros. Os dados são dos Censos
Demográficos do Brasil referentes aos anos de 2000 e 2010. Revisa-se a literatura e, em seguida,
recorrem-se às regressões logísticas multinomiais. Os resultados mostram que os migrantes
intermunicipais de data fixa no Brasil experimentam as piores formas de inserção na condição
de atividade comparativamente aos não migrantes nos dois censos em análises.
Palavras-chave: condição de atividade; regressões logísticas; municípios brasileiros.
73
3.1 – Considerações iniciais
A literatura nacional e internacional que aborda a condição de atividade da população
no mercado de trabalho é ampla e relativamente convergente quanto às características
individuais de aquisição, permanência e remuneração em um posto de trabalho
(CACCIAMALI, 1992; BIVAR, 1993; JATOBÁ & ANDRADE, 1993; FUNKHOUSER,
1996; MARCOULLIER et al., 1997; MÁRQUEZ & PAGES, 1998; FREIJE, 2001; RIBEIRO,
2001; CORBACHO, 2002; CORSEUIL et al., 2002a; CORSEUIL et al., 2002b; ORELLANO
& PAZELLO, 2006; CAMARGO, 2006). Atributos de natureza pessoal são determinantes na
condição de ocupação no mercado de trabalho e têm substancial importância na condição de
remuneração e permanência no emprego (KASSOUF, 1998; SOARES, 2000; CRESPO &
REIS, 2004; BIDERMAN & GUIMARÃES, 2005; BOHNENBERGER, 2005; MATOS &
MACHADO, 2006; OLIVEIRA & RIOS-NETO, 2006; BARROS et al., 2007).
Assim, as características individuais devem ser tratadas, mas não somente elas.
Atributos de natureza exógena devem ser considerados, haja vista que a região de residência
tem acentuada contribuição na condição de atividade, sobretudo em países com espaços
geográficos acentuadamente heterogêneos (GRAHAM, 1970; SOARES, 2000; FIESS &
VERNER, 2003; CARVALHO et al., 2006; LEONE & TEIXEIRA, 2010; SILVA FILHO &
CLEMENTINO, 2011; SILVA FILHO et al., 2015). Desta feita, os níveis de desenvolvimento
econômico das regiões, interpretados a partir da heterogeneidade dos mercados de trabalho, são
importantes fatores exógenos à condição de atividade dos indivíduos (BARROS et al., 2007;
FONTES et al., 2010; FREGUGLIA & PROCÓPIO, 2011). Questões relacionadas à
mobilidade populacional também podem explicar a condição de atividade, haja vista que a
dinâmica migratória em países em desenvolvimento é acentuadamente elevada, com registros
de pessoas que saem de áreas pobres para se tornarem migrantes nas regiões economicamente
mais ricas, a partir de um processo de seletividade migratória (RIBEIRO & BASTOS, 2004).
É importante considerar que as características socioeconômicas e demográficas da
população também são importantes condicionantes dos rendimentos oriundos do trabalho.
Tanto a literatura nacional quanto a internacional reconhecem que os rendimentos do trabalho
estão diretamente correlacionados com atributos pessoais e regionais dos indivíduos (LEAL &
WERLANG, 1991; RAMOS & TRINDADE, 1992; LAM & SHOENI, 1994; MENEZES-
FILHO, 2001).
74
Atributos individuais, como raça/cor, sexo, escolaridade, idade e características
regionais, como localização dos postos de trabalho em áreas de maiores e de menores níveis de
desenvolvimento, funcionam como fatores determinantes dos diferenciais de rendimentos e de
condição de atividade da força de trabalho (SOARES, 2000; CARVALHO et al., 2006;
BARROS et al. 2007; CACCIAMALI et al., 2009; SOUZA et al., 2015). Em países em
desenvolvimento, com elevado contingente de pessoas na população economicamente ativa,
isso ainda é mais acentuado. A substituição perfeita da mão de obra no mercado de trabalho
contribui para que características individuais e de natureza subjetiva sejam importantes
determinantes na aquisição e manutenção de um emprego (LIMA et al., 2011).
Outra importante questão a ser ressaltada é a plena mobilidade de pessoas no mercado
de trabalho interno. A literatura econômica mostra que, com a perfeita substituição da mão de
obra no mercado de trabalho, a mobilidade populacional se torna um fator determinante na
condição de atividade da população economicamente ativa de um país (LEWIS, 1969;
TAYLOR, 1999; GREEN et al., 2001). Assim, a migração de pessoas em busca de trabalho ou
de melhores condições de trabalho acirra a concorrência no mercado de trabalho e pressiona as
taxas de desemprego.
Nesses aspectos, a mobilidade de pessoas deve ser considerada nos estudos em que se
busca observar a condição de atividade da população, sobretudo em aspectos relacionados às
questões exógenas na condição de atividade e de ocupação. Uma hipótese a ser estudada é a de
que a inserção não depende apenas dos atributos produtivos individuais, como idade e
escolaridade, mas também de fatores não observáveis que estariam associados à condição de
migração, como atitudes, determinação ou redes sociais, dentre outras tantas.
A dinâmica migratória, principalmente em países com acentuada heterogeneidade
econômica espacial, ocorre sobremaneira motivada pela busca de melhores condições de
inserção socioeconômica (FIESS & VERNER, 2003; RIBEIRO & BASTOS, 2004). O nível de
desempenho no mercado de trabalho é um dos principais determinantes na condição de atração
de pessoas de uma região para outra (MACIEL & HERMETO, 2011). As atividades
econômicas determinam o nível de ocupação da força de trabalho e as características individuais
da força de trabalho são, muitas vezes, determinantes da permanência nos postos de trabalho
(SOARES, 2000; CARVALHO et al., 2006; BARROS et al. 2007).
Nesse sentido, as questões de natureza exógena têm maior impacto sobre o processo de
atração de mão de obra de outras áreas economicamente inferiores. A seleção da força de
trabalho e a condição de atividade do migrante passa a ser determinado sobretudo pelas
75
características individuais e produtivas nos locais de destinos (RAMALHO, 2005; LIMA et al,
2011; MACIEL & HERMETO, 2011; GAMA & MACHADO, 2014). O desempenho da força
de trabalho ocupada é condição necessária à permanência no empego, quando se trata de um
mercado de trabalho com características predominantemente celetistas. Ante isso, questões de
natureza individual acabam por ter importância excepcional no mercado de trabalho.
Destarte, este capítulo busca analisar a condição de ocupação da população
economicamente ativa brasileira, considerando-se como importante variável de observação a
mobilidade de pessoas. Ou seja, a migração interna. A partir de características socioeconômicas
e demográficas, analisa-se a condição de atividade da população economicamente ativa,
comparando migrantes e não migrantes. Para atingir o objetivo proposto, o capítulo encontra-
se assim estruturado: além destas considerações iniciais, a segunda seção busca destacar os
procedimentos metodológicos utilizados; na terceira seção, revisa-se a literatura acerca do
mercado de trabalho e da condição de atividade da população economicamente ativa do país;
na quarta seção, apresentam-se os resultados e discussões a partir da abordagem empírica; por
fim, tecem-se algumas considerações finais e as limitações do capítulo.
3.2 – Procedimentos metodológicos
Este capítulo busca analisar a condição de atividade da população economicamente ativa
do país, comparativamente entre os migrantes intermunicipais brasileiros aos não migrantes
com idade entre 15 e 60 anos11. O propósito deste capítulo justifica-se pelo fato de os estudos
das migrações intermunicipais terem relevância acentuada, uma vez que comparar a dinâmica
migratória intermunicipal permite captar novos padrões nas migrações do país. Além disso, as
transformações recentes nas estruturas socioeconômicas brasileiras são perceptíveis em âmbito
territorial e local. Nesse sentido, busca-se abordar a condição de atividade (estuda e trabalha,
só trabalha, desocupado ou só estuda) de migrantes e não migrantes em nível municipal.
Usa-se como recorte amostral a população brasileira em idade ativa. Ou seja, pessoas
com idade entre 15 e 60 anos. No terceiro capítulo a amostra é composta por 11.237.214 e
10.182.483 migrantes e os não migrantes somavam 94.880.976 e 115.600.089 no ano 2000 e
no de 2010, respectivamente; e, no quarto capítulo, pessoas com idade entre 15 e 60 anos.
11 O recorte de idade procurou captar a população economicamente ativa e retirar parte considerável da população
aposentada, considerando-se a idade média de aposentadorias, em sua maioria, superior a 60 anos.
76
3.2.1 – Base de dados
A base de dados utilizada neste capítulo são os microdados da amostra dos Censos
Demográficos do Brasil. Os censos aqui utilizados são os dos anos de 2000 e de 2010. Procurou-
se a compatibilização de todas as variáveis utilizadas neste estudo, a fim de que se possam
comparar as informações ao longo dos anos. Todas as variáveis utilizadas são comparáveis nos
dois censos, sem perda de qualquer informação ou substância da informação nelas contidas.
3.2.2 – Modelo empírico
Regressões logísticas multinomiais são comumente utilizadas em estudo desta natureza.
Neste tipo de modelo, os indivíduos 𝑖 têm 𝑗 escolhas e acabam por maximizar as escolhas nas
quais suas funções de utilidade serão maximizadas. Neste capítulo, os indivíduos têm escolhas
representadas por uma variável categórica que assume cinco possibilidades, a saber:
𝑖) Se o indivíduo estuda e trabalha;
𝑖𝑖) Se o indivíduo é inativo;
𝑖𝑖𝑖) Se o indivíduo só trabalha;
𝑖𝑣) Se o indivíduo está desocupado;
𝑣) Se o indivíduo só estuda.
No caso em que o indivíduo só estuda, não está classificado nem como ocupado nem
como desocupado. Mas se a pessoa está desocupada e estuda, foi classificada como somente
desocupada. Ou seja, a classificação “desocupado” sobrepõe-se a “só estuda”. Assim, a
categoria de referência é a categoria 𝑖𝑖 = inativo.
O modelo 𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡 multinomial foi proposto por Luce (1959). Sua proposta é a de comparar
duas categorias simultaneamente. Assim, uma variável dependente 𝑦 assume 𝑗 categorias em
que (𝑗 = 1, 2, 3, … , 𝐽) e nesse distribuição, busca-se comparar a categoria de contraste, na qual
(𝑗 > 1) em relação uma categoria de referência na qual (𝑗 = 1). Destaque-se que a
probabilidade vai estar sempre associada a uma categoria entre as probabilidades de respostas
(𝑝𝑖1, 𝑝𝑖2 , 𝑝𝑖3, … , 𝑝𝑖𝑗) a qual vai representar a probabilidade de um individuo 𝑖 pertencer a uma
categoria 𝑗 específica.
77
Sendo assim, o modelo 𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡 multinomial fornece ao indivíduo 𝑖 a probabilidade de
escolher a categoria 𝑗 entre as probabilidades possíveis. Neste caso, a expressão matemática
que representa a probabilidade escolhida pode ser representada por:
𝑃𝑟(𝑦𝑖 = 𝑗|𝑥𝑖) = (𝑒𝛽𝑗𝑥𝑖
1 + ∑ 𝑒𝛽𝑘𝑥𝑖𝐾𝑘=1
) (3.1)
Se (𝑗 = 1, 3, 4, 5) e (𝛽 = 0) é considerado que a categoria (𝑗 = 2) foi tomada como
referência na pesquisa. A somatória das probabilidades alcançadas deve ser igual à unidade.
Destaque-se que o processo de estimação dos parâmetros acontece pelo método de máxima
verossimilhança. Assim, os coeficientes (𝛽1, 𝛽2, 𝛽3, … , 𝛽𝑗) apresentam as mudanças relativas
nas probabilidades. Essas mudanças são oriundas de uma variação unitária (quando todas as
demais variáveis permanecem constantes) em qualquer uma das variáveis explicativas e
ocorrem sempre em relação à categoria de referência.
A equação (3.2) pode ainda ser expressa pela equação linear:
𝑙𝑛 ()Pr( jyi
)Pr( kyi ) = jiβx (3.2)
Conforme a literatura, a interpretação dos coeficientes resultados da regressão logística
multinomial é pouco usual (Maia & Sakamoto, 2015). A variável dependente da equação (2.3)
é o logaritmo natural da razão de chances de sucesso de uma escolha 𝑗 e a probabilidade de
sucesso da categoria de referência (k). Esta variável também é chamada de 𝑙𝑜𝑔 𝑑𝑜 𝑜𝑑𝑑𝑠, ou
𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡𝑒. Nesse sentido, os resultados expressam quantas vezes às chances de se ter sucesso são
maiores do que as chances de não o ter. O coeficiente expressa à variação no 𝑙𝑜𝑔𝑖𝑡𝑒 para uma
variação unitária no regressor em cada uma dos regressores 𝑋 de interesse, mantendo-se
constantes as demais variáveis do modelo. Para se obter a relação direta entre a variação unitária
de hX e a variação do 𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜, ou seja, as razões de chances de sucesso para duas categorias
de 𝑋, calcula-se o antilogaritmo de h , ou seja, he
. A partir disso, os resultados tornam-se
interpretáveis pelas chances de escolha de uma categoria 𝑗 em relação a outra categoria.
78
3.3 – Considerações teóricas acerca do mercado de trabalho e da dinâmica migratória
As transformações macroeconômicas brasileiras vivenciadas nos anos de 1990 foram
substanciais e tiveram importantes reflexos sobre a nova conjuntura no mercado de trabalho do
país. O processo de reestruturação produtiva nacional e a reorganização das atividades
econômicas no território reforçaram importantes transformações no perfil do emprego e da
ocupação da população brasileira. Além disso, o deslocamento de plantas industriais, em um
importante movimento de configuração da produção nacional de regiões economicamente mais
desenvolvidas para as demais regiões, sobretudo o Nordeste brasileiro, foi acentuado e
impactou na produção e no emprego nas economias regionais periféricas12 (CACCIAMALI,
1992; BIVAR, 1993; JATOBÁ & ANDRADE, 1993; RIBEIRO, 2001; CORSEUIL et al.,
2002a; CORSEUIL et al., 2002b; ORELLANO & PAZELLO, 2006; CAMARGO, 2006).
As atividades intensivas em trabalho foram as principais plantas produtivas que se
deslocaram em busca de mão de obra barata e de incentivos fiscais (FERREIRA & DINIZ,
1995; PACHECO, 1999). Essas transformações impactaram no movimento de pessoas de uma
região para outra em busca de emprego, podendo até mesmo ter impactado na redução dos
fluxos populacionais de regiões pobres para as mais ricas. Nesse sentido, as reconfigurações
econômicas brasileiras, ocasiondas pela abertura econômica e pela reestruturação da economia
do país, também são responsáveis pelas novas configurações do mercado de trabalho e da
dinâmica migratória da população economicamente ativa no contexto dos anos 2000.
Maior nível de emprego acoplado às transformações no mercado de trabalho brasileiro
e a distribuição de renda com queda recente da desigualdade (MAIA, 2006; MAIA &
QUADROS, 2009; HOFFMANN, 2009; HOFFMANN, 2017) também podem ter impactado
na dinâmica migratória. Seguindo a interpretação de Dustmann & Glitz (2011) na qual os
indivíduos migram ou por serem forçados ou por perspectivas de melhorias socioeconômicas
em outras regiões, na medida em que a região de origem tende a melhorar economicamente, é
possível que haja uma redução na saída de pessoas. Assim, as transformações nas estruturas
produtivas, acoplada à recente queda da desigualdade de renda, bem como as transferências
condicionadas (GAMA, 2012; GAMA & MACHADO, 2014) podem ter corroborado redução
dos fluxos migratórios no Brasil.
12 Os incentivos fiscais e a mão de obra barata foram os principais determinantes de emigração de plantas
produtivas para a região Nordeste, além da proximidade de mercados consumidores internacionais, sobretudo de
produtos de baixo valor agregado, a exemplo do têxtil e calçadista.
79
A redução dos fluxos migratórios pode ter relação direta com o melhor desempenho nos
indicadores socioeconômicos registrados ao longo dos anos 2000 no Brasil. Esses indicadores
podem resultar da desconcentração produtiva brasileira, dada pela abertura comercial ainda e
pela reestruturação produtiva dos nos anos de 1990 (SILVA & SILVA FILHO, 2017), como
ainda pela estabilização da economia do país, a qual permitiu reestruturar as contas públicas do
Estado e dar-lhe maior capacidade de elaboração e manutenção de políticas distributivas.
No mercado de trabalho, as taxas de desemprego foram relativamente reduzidas e se
registrou maior inserção da força de trabalho com vínculos formais ao longo dos anos 2000.
Assim, o nível de ocupação da PEA do país elevou-se substancialmente nesses anos, registrando
taxas de desemprego acentuadamente baixas e recordes no período intercensitário nesses anos.
Vários estudos mostram que se reduziu substancialmente a desigualdade entre os vários grupos
socioeconômicos no mercado de trabalho ao longo desses anos (RIBEIRO, 2001; CORSEUIL
et al., 2002a; CORSEUIL et al., 2002b; ORELLANO & PAZELLO, 2006; SILVA FILHO,
2016).
Assim sendo, é importante observar a condição de atividade bem como a condição de
ocupação, ou seja, como são inseridos no mercado de trabalho e de que forma permanecem as
diferenças entre migrantes e não migrantes ocupados no mercado de trabalho brasileiro.
Considerar a condição de atividade, observando-se apenas a questão da renda, pode refletir
questões de natureza socioeconômica que são menos usuais nos estudos acerca da condição dos
migrantes brasileiros em regiões de destino nos anos recentes.
3.3.1 – Condição de atividade da população migrante e não migrante nos municípios
brasileiros
Uma das questões relacionadas aos estudos sobre o mercado de trabalho está
diretamente voltada à análise da condição de atividade da população brasileira. O desemprego
ou o trabalho precário atinge grupos da população que são, conforme a literatura nacional e
internacional, universal em economias desenvolvidas ou em desenvolvimento. O desemprego
atinge, no mais das vezes, jovens, idosos, mulheres, negros em magnitude acentuadamente
superior aos seus comparativos no mercado de trabalho. Essas características demográficas da
população corroboram a discriminação no mercado de trabalho, mesmo quando as
características socioeconômicas são semelhantes (FUNKHOUSER, 1996; MARCOULLIER et
al., 1997; MÁRQUEZ & PAGES, 1998; FREIJE, 2001; CORBACHO, 2002). Ou seja, tenham
80
os mesmos níveis de escolaridade, trabalhem nos mesmos setores de atividades econômicas e
exerçam suas atividades em postos de trabalho iguais (GAMA & MACHADO, 2014).
As disparidades no mercado de trabalho são universalmente registradas pelas
características socioeconômicas e demográficas dos indivíduos (ALMEIDA et al., 1995;
CORSEUIL et al., 1997; CORSEUIL, 1999; HIRATA, 2009; BASTOS, 2010), não sendo esse
um problema de economias periféricas, apenas. Porém, os estudos empíricos acusam redução
das desigualdades de oportunidades e de acesso no mercado de trabalho brasileiro, apesar de
ainda ter disparidades acentuadas (SOARES, 2000; CARVALHO et al., 2006; BARROS et al.
2007). Elas se apresentam como diferenciais salariais, taxas de desempregos díspares por
grupos populacionais, sendo os jovens, idosos, negros e mulheres, os mais atingidos nos
períodos cíclicos e de baixa capacidade de ocupação (LAVINAS, 1997; WAJNMAN &
PERPÉTUO, 1997; WAJNMAN et al., 1998; GONÇALVES et al., 2004).
Pela Tabela 3.1, é possível perceber a desigualdade no mercado de trabalho brasileiro,
quando se refere à condição de ocupação entre migrantes e não migrantes. Pelos dados dos
censos demográficos dos anos 2000 e 2010, as taxas de desemprego atingiram mais os
migrantes comparativamente aos não migrantes tanto no primeiro quanto no último ano em
apreço. No primeiro ano, 11,3% dos migrantes e 10,4% dos não migrantes economicamente
ativos estavam desocupados. A diferença é de aproximadamente um ponto percentual em
ambos os anos, apesar de haver redução quase pela metade nas taxas de desemprego de 2000
para 2010 para ambos os grupos, uma vez que o desemprego atingiu 6,3% dos migrantes e 5,4%
dos não migrantes no último ano, ainda assim, os migrantes são relativamente mais atingidos
pelo desemprego quando comparados aos não migrantes.
Considerando-se a participação de migrantes que trabalham e estudam no país, somente
7,5% deles estavam nessa condição no ano 2000, comparativamente a 7,8% dos não migrantes.
Em 2010, elevam-se para 8,6% e 8,5% para migrantes e não migrantes, respectivamente. Já na
condição de estudantes, a diferença é mais acentuada: enquanto 7,0% dos migrantes estavam
nessa condição, 8,5% dos não migrantes só estudavam no ano 2000. No último ano, 7,9% dos
migrantes só estudavam enquanto 9,0% dos não migrantes estavam na mesma situação. Ou seja,
era mais favorável a situação aos não migrantes em comparação aos migrantes nos mesmos
anos.
Tabela 3-1:Total de pessoas com idade entre 15 e 60 anos segundo condição de atividade
nos municípios brasileiros – 2000/2010
𝐶𝑜𝑛𝑑𝑖çã𝑜 𝑑𝑒 𝑎𝑡𝑖𝑣𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 2000 2010
81
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑁ã𝑜 𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑁ã𝑜 𝑚𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒
𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙 % 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙 % 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙 % 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙 %
𝑇𝑟𝑎𝑏𝑎𝑙ℎ𝑎 𝑒 𝑒𝑠𝑡𝑢𝑑𝑎 842.010 7,5 7.384.938 7,8 874.915 8,6 9.861.186 8,5
𝑆ó 𝑡𝑟𝑎𝑏𝑎𝑙ℎ𝑎 5.708.038 50,8 47.929.971 50,5 5.748.708 56,5 64.220.181 55,6
𝑆ó 𝑒𝑠𝑡𝑢𝑑𝑎 782.381 7,0 8.081.860 8,5 799.749 7,9 10.348.396 9,0
𝐷𝑒𝑠𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 1.273.312 11,3 9.879.204 10,4 640.547 6,3 6.217.534 5,4
𝐼𝑛𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜 2.631.472 23,4 21.605.003 22,8 2.118.564 20,8 24.952.791 21,6
𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙 11.237.213 100 94.880.976 100 10.182.483 100 115.600.088 100
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010
Em relação à condição de atividade de somente trabalhar, os dados mostram que o
percentual de migrantes era de 50,8%, no ano 2000; e, de 56,5%, em 2010, nessa situação. Já
os não migrantes que se encontravam somente trabalhando eram 50,5% no primeiro e 56,6%
no segundo ano em análises. Ademais, no ano 2000, a participação de migrantes inativos era
superior à dos não migrantes. No segundo ano, reverte-se essa participação relativa e os não
migrantes inativos eram relativamente superiores aos migrantes na mesma condição. Ou seja,
há uma maior prevalência de desocupados e inativos entre os migrantes, em detrimento da
participação de estudantes.
Pela Tabela 3.2 é possível ver os valores médios de cada uma das variáveis nos dois
anos em análise. Pelos dados, no ano 2000, 49% dos migrantes são masculinos com 30% deles
com idade entre 25 e 34 anos, escolaridade média de primeiro grau (44%); sendo que 55% deles
são de raça/cor branca; 84% residentes em áreas urbanas; com rendimento domiciliar de R$
706,678; com 22% dos migrantes residindo no Nordeste; e, 42% deles no Sudeste brasileiro. Já
os não migrantes eram 49% da população masculina; 25% deles com idade entre 25 e 34 anos;
55% de raça/cor branca; 83% residentes em áreas urbanas; com rendimento domiciliar de R$
646,142; 44% da população residente no Sudeste e 27% no Nordeste brasileiro.
Tabela 3-2: Estatísticas descritivas das variáveis utilizadas (proporções para binárias e
R$ para renda domiciliar per capita) - 2000/2010
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑖𝑠 𝑑𝑒 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟𝑜𝑙𝑒
2000 2010
Não migrante Migrante Não migrante Migrante
𝑀é𝑑𝑖𝑎 𝑀é𝑑𝑖𝑎 𝑀é𝑑𝑖𝑎 𝑀é𝑑𝑖𝑎
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 0,491 0,488 0,489 0,498
15 𝑎 17 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,102 0,094 0,083 0,074
18 𝑎 24 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,214 0,269 0,184 0,252
25 𝑎 34 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,247 0,304 0,255 0,329
35 𝑎 44 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,217 0,194 0,216 0,191
45 𝑎 54 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,154 0,103 0,180 0,112
55 𝑎 60 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,065 0,036 0,081 0,043
𝐺𝑟𝑎𝑢1 0,440 0,443 0,587 0,631
82
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑎 0,545 0,551 0,484 0,497
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 0,826 0,844 0,854 0,868
𝑅𝑒𝑛𝑑𝑎𝑑𝑜𝑚𝑝𝑐 646,142 706,678 814,097 1.004,094
𝑁𝑂 0,068 0,086 0,078 0,090
𝑁𝐸 0,272 0,220 0,274 0,220
𝑆𝐸 0,444 0,417 0,433 0,398
𝑆𝑈 0,149 0,168 0,143 0,178
𝐶𝑂 0,066 0,109 0,072 0,114
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil – 2000/2010
No ano de 2010, 50% dos migrantes eram masculinos; com 33% deles com idade entre
25 e 34 anos; 63% com ensino fundamental completo; 50% de raça/cor branca; 87% residentes
em áreas urbanas; e, rendimento domiciliar de R$ 1.004,09. Sendo que 22% dos migrantes
intermunicipais residiam no Nordeste e 40% no Sudeste do país. Já os não migrantes eram
aproximadamente 49% do sexo masculino; com 26% deles com idade entre 25 e 34 anos; 59%
tinham ensino fundamental completo; aproximadamente 48% de raça/cor branca; 85%
residindo em área urbanizada e com rendimento domiciliar de R$ 810,00. Além disso,
aproximadamente 44% no Sudeste e o Nordeste em segundo com 27% da população não
migrante de todo o total do país.
Pelas evidências acima apresentadas, os migrantes de data fixa intermunicipais
brasileiros estão relativamente em situação piores comparativamente aos não migrantes em
ambos os anos. Ou seja, experimentam maiores taxas de desemprego; tem menor participação
relativa no grupo dos que só estudam; e, ainda tem renda domiciliar inferior à dos não migrantes
em ambos os anos.
3.4 – Resultados e discussões
As Tabelas 3.3 a 3.6 apresentam as estimativas de máxima verossimilhança para o
modelo de regressão logística multinomial (equação 3.2). A categoria de referência é a condição
de inativo. Ou seja, os coeficientes indicam uma maior propensão das pessoas a trabalhar e
estudar (Tabela 3.3), só trabalhar (Tabela 3.4), só estudar (Tabela 3.5) ou estar desocupado
(Tabela 3.6) em relação à categoria de referência (ser inativo).
Pelos resultados dos coeficientes presentes na Tabela 3.3, no ano 2000, é possível
verificar que a propensão de trabalhar e estudar em relação a ser inativo são significativamente
menores para migrantes comparativamente aos não migrantes, independente das categorias de
controle. As diferenças entre migrantes e não migrantes reduzem-se ligeiramente no ano 2010,
83
mas permanece uma propensão sensivelmente menor de trabalhar e estudar dos indivíduos
migrantes comparados aos não migrantes, em relação aos inativos.
Tabela 3-3: Resultado das estimativas do modelo 𝑳𝒐𝒈𝒊𝒕 Multinomial para a escolha de
trabalhar e estudar - 2000/2010
𝑇𝑟𝑎𝑏𝑎𝑙ℎ𝑎 𝑒 𝐸𝑠𝑡𝑢𝑑𝑎
𝑃𝑎𝑟â𝑚𝑒𝑡𝑟𝑜𝑠 2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞
𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜 -2,537 0,002 <,0001 -4,392 0,002 <,0001
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0,319 0,001 <,0001 -0,295 0,001 <,0001
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 1,742 0,000 <,0001 1,169 0,000 <,0001
18 𝑎 24 𝑎𝑛𝑜𝑠 -0,915 0,001 <,0001 -0,942 0,001 <,0001
25 𝑎 34 𝑎𝑛𝑜𝑠 -1,763 0,001 <,0001 -1,306 0,001 <,0001
35 𝑎 44 𝑎𝑛𝑜𝑠 -2,400 0,001 <,0001 -1,727 0,001 <,0001
45 𝑎 54 𝑎𝑛𝑜𝑠 -3,641 0,002 <,0001 -2,669 0,001 <,0001
55 𝑎 60 𝑎𝑛𝑜𝑠 -4,969 0,004 <,0001 -3,831 0,002 <,0001
𝐺𝑟𝑎𝑢1 1,253 0,001 <,0001 0,682 0,000 <,0001
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑎 -0,213 0,000 <,0001 -0,074 0,000 <,0001
𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎 0,438 0,000 <,0001 0,763 0,000 <,0001
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 -0,123 0,001 <,0001 -0,271 0,001 <,0001
𝑁𝑂 -0,181 0,002 <,0001 0,107 0,001 <,0001
𝑆𝐸 -0,461 0,001 <,0001 -0,146 0,001 <,0001
𝑆𝑈 -0,140 0,001 <,0001 0,049 0,001 <,0001
𝐶𝑂 -0,108 0,002 <,0001 0,031 0,001 <,0001
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil - 2000/2010
De outra forma, a probabilidade de trabalhar e estudar no ano 2000 são maiores para
homens, com escolaridade de ensino fundamental, e o logaritmo da renda domiciliar corrobora
positivamente a trabalhar e estudar em ambos os anos. Ou seja, na medida em que a renda
domiciliar se eleva, existe uma relação direta entre trabalhar e estudar. Em 2010, a propensão
de trabalhar e estudar são positivas para homens, com boa escolaridade, residentes no Norte,
Sul e Centro-oeste. O sinal positivo para o logaritmo da renda domiciliar sinaliza na mesma
direção observada no ano 2000.
No que se refere à categoria de só trabalhar, no ano 2000, a propensão é menor para as
pessoas de raça/cor branca, residentes em áreas urbanas, nas regiões Norte, Sudeste e Centro-
oeste, comparativamente ao Nordeste brasileiro. Ademais, ser migrante reduz a propensão de
só trabalhar comparativamente ao não migrante, mas em relação a ser inativo. Ou seja, os
migrantes são mais propensos a só trabalhar à serem inativos quando comparados aos não
migrantes.
84
Tabela 3-4: Resultado das estimativas do modelo 𝑳𝒐𝒈𝒊𝒕 Multinomial para a escolha de
só trabalhar - 2000/2010
Só trabalha
𝑃𝑎𝑟â𝑚𝑒𝑡𝑟𝑜𝑠 2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 > 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 > 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞
𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜 -3,081 0,002 <,0001 -4,592 0,003 <,0001
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0,128 0,001 <,0001 -0,095 0,001 <,0001
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 2,094 0,001 <,0001 1,534 0,001 <,0001
18 𝑎 24 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,972 0,002 <,0001 1,294 0,001 <,0001
25 𝑎 34 𝑎𝑛𝑜𝑠 1,396 0,002 <,0001 1,867 0,002 <,0001
35 𝑎 44 𝑎𝑛𝑜𝑠 1,403 0,002 <,0001 1,929 0,002 <,0001
45 𝑎 54 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,758 0,002 <,0001 1,415 0,002 <,0001
55 𝑎 60 𝑎𝑛𝑜𝑠 -0,114 0,002 <,0001 0,514 0,002 <,0001
𝐺𝑟𝑎𝑢1 0,433 0,001 <,0001 0,356 0,001 <,0001
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑎 -0,197 0,001 <,0001 -0,123 0,001 <,0001
𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎 0,405 0,000 <,0001 0,599 0,000 <,0001
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 -0,287 0,001 <,0001 -0,313 0,001 <,0001
𝑁𝑂 -0,095 0,001 <,0001 0,062 0,001 <,0001
𝑆𝐸 -0,094 0,001 <,0001 0,065 0,001 <,0001
𝑆𝑈 0,169 0,001 <,0001 0,289 0,001 <,0001
𝐶𝑂 -0,007 0,001 <,0001 0,151 0,001 <,0001
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil - 2000/2010
Em 2010, as diferenças nas propensões de só trabalhar em relação a ser inativo entre
migrantes e não migrantes se reduzem, mas continuam significativas. Ou seja, os migrantes
continuam com propensões significativamente inferiores de só trabalharem a serem inativos
quando comparados aos não migrantes. O logaritmo da renda domiciliar per capita sinaliza
positivamente inferindo que a medida em que a renda se eleva, elevam-se também as
propensões a só trabalharem em ambos os anos.
No que se refere à propensão à só estudar, os coeficiente da Tabela 3.5 mostram que ela
é menor para os migrantes. Em outras palavras, os migrantes são menos propensos à só estudar
em relação a serem inativos quando comparados aos não migrantes e os resultados são
confirmados em ambos os anos em observação, mas com redução, embora levemente, na
magnitude do coeficiente no ano de 2010, comparativamente ao ano 2000.
Tabela 3-5: Resultado das estimativas do modelo 𝑳𝒐𝒈𝒊𝒕 Multinomial para a escolha de
só estudar - 2000/2010
𝑆ó 𝑒𝑠𝑡𝑢𝑑𝑎
𝑃𝑎𝑟â𝑚𝑒𝑡𝑟𝑜𝑠 2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 > 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 > 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞
𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜 -0,033 0,002 <,0001 0,669 0,002 <,0001
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0,472 0,002 <,0001 -0,319 0,002 <,0001
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 0,936 0,001 <,0001 0,567 0,001 <,0001
18 𝑎 24 𝑎𝑛𝑜𝑠 -2,233 0,001 <,0001 -2,379 0,001 <,0001
25 𝑎 34 𝑎𝑛𝑜𝑠 -4,091 0,001 <,0001 -3,804 0,002 <,0001
85
35 𝑎 44 𝑎𝑛𝑜𝑠 -4,896 0,003 <,0001 -4,398 0,002 <,0001
45 𝑎 54 𝑎𝑛𝑜𝑠 -5,578 0,003 <,0001 -4,836 0,002 <,0001
55 𝑎 60 𝑎𝑛𝑜𝑠 -5,929 0,005 <,0001 -5,114 0,003 <,0001
𝐺𝑟𝑎𝑢1 1,099 0,001 <,0001 0,525 0,001 <,0001
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑎 0,019 0,001 <,0001 0,207 0,001 <,0001
𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎 0,216 0,000 <,0001 0,097 0,001 <,0001
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 0,312 0,001 <,0001 0,319 0,001 <,0001
𝑁𝑂 -0,125 0,002 <,0001 0,088 0,002 <,0001
𝑆𝐸 -0,649 0,001 <,0001 -0,138 0,001 <,0001
𝑆𝑈 -0,715 0,002 <,0001 -0,349 0,002 <,0001
𝐶𝑂 -0,446 0,002 <,0001 -0,118 0,002 <,0001
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil - 2000/2010
Outrossim, a propensão a só estudar é maior para os homens com primeiro grau de
escolaridade e raça/cor branca, e o logaritmo da renda domiciliar per capita tem influência
positiva sobre a escolha de só estudar, ou seja, quanto maior o 𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎, maior a propensão de
estar nessa condição; residentes em áreas urbanas e, no ano de 2010, residente no Norte do país.
No que se refere à propensão de estar desocupado, no ano 2000, ela é maior para
homens, jovens, de baixa escolaridade, residentes em áreas urbanas, do Sudeste, Sul e Centro-
oeste, comparativamente ao Nordeste brasileiro. Resultados semelhantes aos estudos clássicos
para o Brasil. Por outro lado, ser migrante, com idade acima de 18 anos, de raça/cor branca e
de baixa renda, residente no Norte, reduz-se a propensão de estar desocupado.
Tabela 3-6: Resultado das estimativas do modelo 𝑳𝒐𝒈𝒊𝒕 Multinomial para a escolha de
estar Desocupado - 2000/2010
𝐷𝑒𝑠𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜
𝑃𝑎𝑟â𝑚𝑒𝑡𝑟𝑜𝑠 2000 2010
𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 > 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑖𝑣𝑎 𝑆𝑡𝑎𝑛𝑑𝑎𝑟𝑑 𝐸𝑟𝑟𝑜 𝑃𝑟 > 𝐶ℎ𝑖𝑆𝑞
𝐼𝑛𝑡𝑒𝑟𝑐𝑒𝑝𝑡𝑜 -0,793 0,002 <,0001 -1,523 0,002 <,0001
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 -0,109 0,001 <,0001 0,006 0,001 0,0002
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 1,326 0,001 <,0001 0,667 0,001 <,0001
18 𝑎 24 𝑎𝑛𝑜𝑠 -0,487 0,002 <,0001 -0,469 0,002 <,0001
25 𝑎 34 𝑎𝑛𝑜𝑠 -1,064 0,002 <,0001 -0,868 0,002 <,0001
35 𝑎 44 𝑎𝑛𝑜𝑠 -1,344 0,002 <,0001 -1,264 0,002 <,0001
45 𝑎 54 𝑎𝑛𝑜𝑠 -1,946 0,002 <,0001 -1,895 0,002 <,0001
55 𝑎 60 𝑎𝑛𝑜𝑠 -2,743 0,002 <,0001 -2,824 0,003 <,0001
𝐺𝑟𝑎𝑢1 0,840 0,001 <,0001 0,615 0,001 <,0001
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑎 -0,212 0,001 <,0001 -0,159 0,001 <,0001
𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎 -0,160 0,000 <,0001 -0,011 0,000 <,0001
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 1,353 0,001 <,0001 0,933 0,002 <,0001
𝑁𝑂 -0,152 0,002 <,0001 -0,107 0,002 <,0001
𝑆𝐸 0,235 0,001 <,0001 0,022 0,001 <,0001
𝑆𝑈 0,209 0,001 <,0001 -0,140 0,002 <,0001
𝐶𝑂 0,044 0,002 <,0001 -0,054 0,002 <,0001
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil - 2000/2010
86
Em 2010, a propensão de estar desempregado era marginalmente maior para migrantes.
Por outro lado, essa propensão de desemprego se reduz para as faixas de mais de 18 e até 55
anos, de raça/cor branca, residentes no Norte, Sul e Centro-oeste brasileiro. Além disso, o
𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎 da renda apresenta sinal negativo em ambos os anos sinalizando que a propensão ao
desemprego é inversamente proporcional à renda domiciliar. Ou seja, na medida em que se
eleva o desemprego, reduz-se o logaritmo da renda domiciliar.
Pelas estimativas pontuais (𝑜𝑑𝑑𝑠 𝑟𝑎𝑡𝑖𝑜) apresentada na Tabela 3.7, é possível ter as
razões de chances de cada indivíduo pertencer a cada uma das categorias nos anos de 2000 e de
2010. Pelos resultados, é possível observar que as chances de trabalhar e estudar tanto no
primeiro quanto no último ano são menores para os migrantes em relação aos não migrantes.
Ademais, para todas as categorias, as chances de inserção dos migrantes são menores em
relação aos não migrantes em 2000 e em 2010. Apenas no que se refere às chances de estarem
desempregados, os migrantes têm maiores razões de chances, comparativamente a um não
migrante no ano de 2010.
Tabela 3-7: – 𝑶𝒅𝒅𝒔 𝒓𝒂𝒕𝒊𝒐 das estimativas das variáveis utilizadas no modelo de
regressão logística multinomial – 2000/2010 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡 𝑇𝑟𝑎𝑏𝑎𝑙ℎ𝑎 𝑒 𝑒𝑠𝑡𝑢𝑑𝑎 𝑆ó 𝑡𝑟𝑎𝑏𝑎𝑙ℎ𝑎 𝐷𝑒𝑠𝑜𝑐𝑢𝑝𝑎𝑑𝑜 𝑆ó 𝑒𝑠𝑡𝑢𝑑𝑎
2000 2010 2000 2010 2000 2010 2000 2010
𝑃𝑜𝑖𝑛𝑡 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑒 𝑃𝑜𝑖𝑛𝑡 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑒 𝑃𝑜𝑖𝑛𝑡 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑒 𝑃𝑜𝑖𝑛𝑡 𝐸𝑠𝑡𝑖𝑚𝑎𝑡𝑒
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 0,73 0,74 0,88 0,91 0,90 1,01 0,62 0,73
𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜 5,71 3,22 8,12 4,64 3,77 1,95 2,55 1,76
18 𝑎 24 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,40 0,39 2,64 3,65 0,61 0,63 0,11 0,09
25 𝑎 34 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,17 0,27 4,04 6,47 0,35 0,42 0,02 0,02
35 𝑎 44 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,09 0,18 4,07 6,89 0,26 0,28 0,01 0,01
45 𝑎 54 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,03 0,07 2,14 4,12 0,14 0,15 0,00 0,01
55 𝑎 60 𝑎𝑛𝑜𝑠 0,01 0,02 0,89 1,67 0,06 0,06 0,00 0,01
𝐺𝑟𝑎𝑢1 3,50 1,98 1,54 1,43 2,32 1,85 3,00 1,69
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑎 0,81 0,93 0,82 0,88 0,81 0,85 1,02 1,23
𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎 1,55 2,15 1,50 1,82 0,85 0,99 1,24 1,10
𝑈𝑟𝑏𝑎𝑛𝑜 0,89 0,76 0,75 0,73 3,87 2,54 1,37 1,38
𝑁𝑂 0,84 1,11 0,91 1,06 0,86 0,90 0,88 1,09
𝑆𝐸 0,63 0,86 0,91 1,07 1,27 1,02 0,52 0,87
𝑆𝑈 0,87 1,05 1,18 1,34 1,23 0,87 0,49 0,71
𝐶𝑂 0,90 1,03 0,99 1,16 1,05 0,95 0,64 0,89
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos do Brasil - 2000/2010
No que se refere às chances da população brasileira de trabalhar e estudar, elas são
menores em todas as faixas, comparativamente aos que têm entre 15 e 17 anos. Além disso,
87
quando se refere às chances de só trabalhar, as pessoas na faixa acima de 18 anos têm muito
mais chances do que aqueles com idade inferior a 18 de pertencer a está categoria, haja vista
que essa é a idade de entrada em massa no mercado de trabalho no país, sendo que a faixa entre
18 e 34 anos apresenta os maiores coeficientes, ou seja, as maiores razões de chances de
trabalharem, entre as faixas aqui analisadas. Com essa idade a força de trabalho exerce
plenamente suas atividades, sendo que o coeficiente de discriminação por idade se anula nessa
faixa etária, uma vez que a força de trabalho mais produtiva encontra-se nela, seguramente.
Já no que se refere a estarem desocupados, os que têm idade acima de 18 anos têm
menores chances, comparativamente à categoria de referência. Esse resultado é bastante óbvio,
uma vez que com essa idade têm-se a maior participação da população economicamente ativa
no país. Além disso, as chances de só estudar são muito poucas para aqueles com idade acima
de 18 anos. Parte substancialmente elevada da população do país entra na força de trabalho com
a maioridade e também com ensino médio concluído. Assim sendo, poucos estão somente
estudando ao ingressar no ensino superior. Ademais, parte substancialmente pequena dos que
concluem ensino médio entra no ensino superior no país, quiçá, somente ser estudante.
Os que são de raça/cor branca têm menores chances de estudar e trabalhar, só trabalhar
ou estar desocupados, comparativamente a um não branco. Porém, suas chances são maiores de
só estuar, comparativamente àqueles. Além disso, os residentes em áreas urbanas têm menos
chances de estudar e trabalhar ao mesmo tempo, bem como só trabalhar, comparativamente aos
residentes em áreas rurais. Todavia, eles têm muito mais chances de estarem desempregados,
bem como de só estarem estudando, comparativamente a um residente na zona rural brasileira.
Ademais, os residentes nas regiões mais dinâmicas do país, a exemplo do Sudeste, Sul
e Centro-oeste têm maiores chances de estarem desocupados no ano 2000, comparativamente
a um residente no Nordeste. Várias questões podem estar associadas aos resultados: o
desemprego é maior em áreas urbanas em condições de crises; essas áreas concentram a maior
reserva de força de trabalho com maior qualificação e que em situações cíclicas preferem ficar
mais tempo procurando emprego; os impactos das crises cíclicas podem ser mais acentuados
em regiões mais dinâmicas. Já em 2010, as chances para um residente no Sudeste se reduz,
comparativamente a um residente no Nordeste.
3.5 – Considerações finais
88
O objetivo deste capítulo foi analisar a condição de atividade da população em idade
ativa nos anos de 2000 e de 2010, a partir dos dados dos censos demográficos do Brasil. Buscou-
se comparativamente observar a condição de atividade dos migrantes residentes há menos de
cinco anos nos municípios da entrevista em relação aos não migrantes.
Pelos dados, foi possível perceber que, no ano 2000, 11,3% dos migrantes residentes do
país estava desempregado, enquanto somente 10,4% dos não migrantes estavam na mesma
situação. Além disso, a taxa de inatividade dos migrantes era superior à dos não migrantes no
mesmo ano. Somente 7% dos migrantes estavam na condição de só estudar, enquanto a
participação de não migrantes na mesma condição era de 8,5%. Em 2010, a taxa de desemprego
se reduziu, atingindo somente 6,3% dos migrantes. Porém, os não migrantes registraram apenas
5,4% nas suas taxas de desemprego no Brasil, sendo levemente maior a taxa de desemprego
para a população migrante.
Além disso, é importante ressaltar que dos 10.182.483 migrantes brasileiros, somente
7,9% deles só estudavam e 8,6% trabalhavam e estudavam. Aproximadamente 20% eram
inativos e aproximadamente 57% dele só trabalhavam. Essas cifras eram menores para os não
migrantes no mesmo ano em apreço. Sendo que aproximadamente 22% deles eram inativos,
56% só trabalhavam e 9,0% só estudavam nos municípios brasileiros.
Ademais, é importante destacar que a população migrante é maioria masculina na faixa
etária de 25 a 34 anos, com renda média inferior a de um não migrante e com destino, sobretudo
para áreas urbanas do país. Ademais, há concentração de migrantes no Sudeste e no Nordeste
brasileiro em detrimento das demais regiões. É pertinente destacar melhora na escolaridade
daqueles com primeiro grau completo quando comparado o ano de 2000 ao de 2010 para os
migrantes e os não migrantes, bem como a melhora da renda média, sendo ela maior para os
migrantes.
Os resultados mostram, ainda, que a propensão dos migrantes a estar em condição de
ocupação mais favorável é relativamente menor do que a de um não migrante em ambos os
anos. Adicionalmente, a propensão a estudar e trabalhar é menor para os migrantes residentes
em áreas urbanas, de raça/cor branca e com idade acima de 18 anos em ambos os anos em
apreço, bem como é menor para os residentes no Norte, Sudeste, Sul e Centro-Oeste
comparativamente a um residente no Nordeste.
A propensão de só estudar é menor para os migrantes, de raça/cor branca, e residentes
em áreas urbanizadas nos dois anos em apreço. Ademais, a propensão de estar desocupado é
89
menor para os migrantes e de raça/cor branca no primeiro e maior para migrantes no segundo
ano em observação.
Ademais, destaque-se que as chances dos migrantes de só estudar são menores que suas
chances de trabalhar e estudar, que por sua vez são menores que as chances de só trabalhar. Os
migrantes são mais propensos a serem inativos ou desocupados comparativamente aos não
migrantes em ambos os anos analisados.
Os resultados revelam que, além das características clássicas na literatura sobre
seletividade no mercado de trabalho brasileiro, ser migrante também aumenta as chances de
inserção no mercado de trabalho em situações mais precárias, a partir das bases de dados dos
censos demográficos aqui utilizados. É possível afirmar que, além da raça/cor, sexo,
escolaridade, região de residência, dentre outras tantas, o fato de ser migrante também afeta
negativamente sua condição de ocupação no mercado de trabalho brasileiro.
90
CAPÍTULO IV
4. MIGRAÇÃO, SELEÇÃO E DIFERENCIAIS DE RENDIMENTOS NO
MERCADO DE TRABALHO NO BRASIL DOS ANOS 2000.
Sinopse: a migração é compreendida na literatura econômica como uma decisão pautada em
perspectivas de melhores condições de trabalho e na busca por maior remuneração no destino,
comparativamente à origem da força de trabalho. Nesse sentido, este capítulo busca testar a
hipótese de seletividade positiva migratória, a partir do modelo com correção de viés de seleção
amostral proposto por Heckman (1979). Com informações censitárias dos anos de 2000 e de
2010, busca-se analisar a população com idade entre 15 e 60 anos que se declararam ocupadas
no mercado de trabalho brasileiro. Se confirmado que os migrantes são um grupo positivamente
selecionado da população, o segundo passo é decompor as características que afetam nos
diferenciais de rendimentos entre migrantes e não migrantes, considerando-se aquelas de
natureza observáveis e não observáveis. O primeiro estágio de Heckman mostra que a
probabilidade de migração intermunicipal é maior para homens e se reduz com a idade; que a
probabilidade se reduz para os casados, chefes de domicílios e àqueles que se declararam filhos
nos domicílios pesquisados; que a melhora na educação formal aumenta a probabilidade de
migração, especialmente entre os residentes no Norte, Sudeste, Sul e Centro-Oeste,
comparativamente a um residente no Nordeste. Os diferenciais de rendimentos são maiores em
favor dos homens brancos; aumenta com a idade, mas em forma decrescente; aumenta com a
escolaridade e são maiores nas regiões Norte, Sudeste, Sul e Centro-Oeste comparativamente a
um migrante ocupado no Nordeste. No que se refere à decomposição dos diferencias de
rendimentos, a renda do trabalho é maior em favor dos migrantes e a maior parcela das
diferenças de renda entre migrantes e não migrantes se deve a fatores não observáveis,
corroborando a hipótese de seletividade positiva.
Palavras-chave: migração intermunicipal; seleção; diferenciais de rendimentos; Brasil.
91
4.1 – Considerações iniciais
Os diferenciais de rendimentos do trabalho na literatura econômica são analisados pelas
mais diversas formas e assumem as mais diversas hipóteses possíveis. As características
socioeconômicas e demográficas, contudo, têm relevante posição nas discussões que tratam a
desigualdades de rendimentos oriundos do trabalho em todo o mundo (BLINDER, 1973;
BERGMAN, 1974; 1986; HIRSCH & SCHUMACHER, 1992; BLAU & KAHN, 2003;
NEUMAN & OAXACA, 2003; BASKER, 2003;). O investimento em capital humano é o
principal determinante dos salários e está atribuída às desigualdades educacionais, parcela
substancial dos diferenciais de rendimentos no mercado de trabalho, mas associado ao baixo
nível de capital humano, características não observáveis também revelam impactos nos
diferenciais salariais (RAMALHO, 2005; FREGUGLIA, 2007).
O capital humano e suas características associadas ao baixo desempenho ganharam
respaldo substancial para justificar a desigualdade de renda no Brasil nas décadas de 1960, 1970
e 1980, sendo esse o cerne central da discussão sobre a desigualdade (LANGONI, 1973;
AMADEO et al., 1994; NETTO JUNIOR et al., 2008; ROCHA et al., 2010). No entanto, as
evidências empíricas encontradas a partir destes anos sugerem que parcela da desigualdade está
associada ao baixo nível de capital humano, mas não é somente essa variável que se associa à
desigualdade. Assim, uma série de características socioeconômicas e demográficas tem
substancial impacto nessa questão.
Com isso, não somente as características socioeconômicas, mas os atributos produtivos
podem impactar nos diferenciais de rendimentos do trabalho da população, bem como sobre a
desigualdade de renda (FIGUEIREDO et al., 2012; CAVALCANTI & RAMOS, 2015). As
evidências empíricas para o Brasil mostram que o esforço próprio oriundo de atributos
produtivos individuais é sobremaneira importante para os diferenciais de rendimentos da
população. Ademais, o atributo produtivo individual atenua os impactos de tais desigualdades
quando se considera que, mesmo que se tenham as mesmas chances, os resultados podem ser
diferentes e isso está relacionado às características produtivas individuais ou à desigualdade
socialmente justa (RAWLS, 1971).
As evidências empíricas têm mostrado que indivíduos com os mesmos níveis de
escolaridade enfrentam substanciais barreiras no mercado de trabalho; e, quando ocupados
conseguem auferir rendimentos inferiores àqueles recebidos por seus semelhantes (GAMA &
MACHADO, 2014). Essas condicionantes socioeconômicas e demográficas que afetam os
92
diferenciais de rendimentos do trabalho expressam que parcela substancial da desigualdade
pode estar relacionada a outras características que não somente a formação e ao investimento
em capital humano (JUSTO & SILVEIRA NETO, 2008; MACIEL & HERMETO, 2011).
Essas caraterísticas são parcialmente observadas, uma vez que a idade, o sexo, a
escolaridade, a região e o setor de ocupação, bem como a condição de residência, migração,
dentre outras, têm forte papel no processo de determinação de salários (MACIEL &
HERMETO, 2011; GAMA & HERMETO, 2017). Contudo, características não observáveis
afetam os diferenciais de rendimentos e somente uma parcela de estudos na literatura
econômica mais recente, sobretudo a empírica, vem se encarregando de abordar tais aspectos e
seus impactos nas desigualdades salariais em todo o mundo (HECKMAN, 1976; 1979;
NEUMAN & SILBER, 1996; OAXACA & RAMSON, 1998; NEUMAN & OAXACA, 2005).
Com isso, atributos produtivos individuais não observáveis devem ser tratados nos estudos
empíricos que abordam a questão da desigualdade pela ótica apenas das características
socioeconômicas dos indivíduos.
Nas discussões que orientam a teoria neoclássica sobre a migração, em uma grande
quantidade de importantes estudos empíricos, esse fenômeno é tratado pela ótica da decisão
individual e são as características não observáveis dos indivíduos que os tornam um grupo
positivamente selecionado da população de um país (SJAASTAD, 1962; TAYLOR, 1999).
Essa amostra da população não é uma amostra aleatória e caraterísticas não observáveis lhes
conferem maior probabilidade de migrar e em consequência, maior probabilidade de auferir
rendimentos do trabalho superiores aos seus semelhantes não migrantes, uma vez que esses
atributos não observáveis também podem conter características produtivas não observáveis
superiores à dos não migrantes.
Por essa ótica, não somente as características socioeconômicas e demográficas da
população conferem rendimentos do trabalho superiores aos migrantes, mas existem
componentes não observados capazes de lhes possibilitarem maiores rendimentos. São essas
características não observáveis da população que afetam as desigualdades salariais; e, mesmo
com os mesmos níveis de instrução; ocupadas nos mesmos setores de atividades; e, com
características demográficas semelhantes, as diferenças de renda persistem (GAMA &
MACHADO, 2014).
Diante disso, este capítulo busca testar a hipótese de que os migrantes são um grupo
positivamente selecionado da população brasileira, mesmo com características observáveis,
como melhor escolaridade, por exemplo, e mesmo sendo eles maioria entre os desempregados,
93
comparativamente aos não migrantes (capítulo III), conseguem auferir maiores rendimentos
que um não migrante quando inseridos no mercado de trabalho. Além disso, busca-se decompor
os diferenciais de rendimentos pelas características observáveis e pelos atributos não
observáveis.
Seguida a estas considerações iniciais, a segunda seção deste capítulo busca apresentar
alguns achados na literatura econômica sobre diferenciais de rendimentos pelas mais diversas
características observáveis e não observáveis dos indivíduos. Na terceira seção, apresentam-se
os procedimentos metodológicos utilizados. Na seção seguinte, apresentam-se os resultados
empíricos e, por fim, na quinta seção, tecem-se as considerações finais.
4.2 – Diferenciais de rendimentos no mercado de trabalho e seleção migratória: uma
revisão de literatura
A discussão teórica acerca de diferenciais de rendimentos no mercado de trabalho é
tratada na literatura internacional e nacional sob diversas formas de observação. Um consenso,
contudo, está no fato de que as características socioeconômicas e demográficas apresentam
influências nos diferenciais de rendimentos em maior ou em menor proporção, dependendo do
país ou região analisados. Os impactos são os mais diversos possíveis e afetam diferentemente
os grupos étnico-raciais, etários e por diferenças no capital humano da força de trabalho
(NEUMAN & SILBER, 1996; OAXACA & RAMSON, 1998; HECKMAN, 1976; 1979;
FUNKHOUSER, 1996; MARCOULLIER et al., 1997; MÁRQUEZ & PAGES, 1998; FREIJE,
2001; RIBEIRO, 2001; CORBACHO, 2002; CORSEUIL et al., 2002a; CORSEUIL et al.,
2002b; NEUMAN & OAXACA, 2005; ORELLANO & PAZELLO, 2006; CAMARGO, 2006).
As clássicas determinantes dos diferenciais salariais também encontram na condição de
migração da força de trabalho disponível no mercado, mais um atributo que pode ter efeitos
favoráveis ou não favoráveis a esse grupo da população. As principais evidências empíricas
internacionais (BORJAS, 1987; AXELSSON & WESTERLUND, 1998) e nacionais (SANTOS
JUNIOR, 2002; RAMALHO, 2005; FREGUGLIA, 2007) dentre outras tantas, mostram que os
migrantes compõem um grupo positivamente selecionado da população nas regiões originárias
e que atributos não observáveis os afetam de tal forma que eles também dispõem de
características produtivas não observáveis que lhes condicionam, além de maior probabilidade
de migrar, quando migram, lhes conferem melhores retornos no mercado de trabalho,
comparativamente ao não migrante.
94
Por essa ótica, as regiões originárias apresentam perda de força de trabalho com
características produtivas superiores e as regiões receptoras ganham contingente da força de
trabalho com características produtivas não observáveis através da migração (BORJAS, 1997;
CHISWICK, 1999; TAYLOR, 1999; GREEN et al., 2001; RIBEIRO & BASTOS, 2003;
RAMALHO, 2005; SILVA et al., 2016). Esse movimento de pessoas proporciona desempenho
substancialmente elevado no mercado de trabalho das regiões receptoras e corroboram baixos
índices de desempenho no mercado de trabalho nas regiões originárias, uma vez que a força de
trabalho com características mais produtivas acaba migrando para outras regiões (BORJAS,
1987; SANTOS JUNIOR, 2002; DUSTMANN & GLITZ, 2011).
No mercado de trabalho, evidências empíricas mostram que, nos locais de destino, há
uma pressão sobre as taxas de desemprego e sobre os salários nominais (CARD, 2001a; 2001b),
uma vez que aumenta a oferta de trabalho e sobressaem-se aqueles com características
produtivas superiores. Assim, as características não observáveis que favorecem a migração
também podem ter efeito sobre o trabalho e, assim, proporcionar maior taxa de empregabilidade
e consequentemente melhores rendimentos oriundos do trabalho nos locais de destino.
Na literatura nacional, as controvérsias sobre os resultados efetivos da dinâmica
migratória são os mais diversos possíveis. Por um lado, há os que defendem, a partir de
evidências empíricas, que a migração ocasiona convergência de renda, uma vez que as
transferências oriundas de repasses emitidos pelos migrantes à suas famílias na região de
destino têm importante respaldo sobre a renda regional nas áreas emissoras (LEWIS, 1969;
FERREIRA & FERREIRA & DINIZ, 1995; GRAHAM, 1977; GREEN et al., 2001;
CAMBOTA & PONTE, 2012; FIESS & VERNER, 2003; MENEZES & FERREIRA JUNIOR,
2003; FREGUGLIA & MENEZES-FILHO, 2012). Por outro lado, há os que defendem que a
dinâmica migratória caba acentuando as disparidades regionais, uma vez que a força de trabalho
mais produtiva migra buscando oportunidade de trabalho em regiões mais prósperas e isso
impacta aumentando a renda nas regiões de destino e não nas regiões de origem (RAMALHO,
2005; DUSTMANN & GLITZ, 2011).
A convergência de renda a partir dos processos migratórios no Brasil também foi
abordada na literatura (FERREIRA & DINIZ, 1995; RAMALHO, 2005; CAMBOTA &
PONTES, 2012). Os resultados encontrados mostram que não há convergência de rendimentos,
em sua maioria, e o que se observa é que as características não observáveis dos migrantes os
conferem retornos salariais diferenciados positivamente em seu favor. Dessa forma, o que se
faz é confirmar que os migrantes são positivamente selecionados quanto as suas características
95
e que os retornos são oriundos dessas características produtivas no mercado de trabalho o que
corrobora elevação da renda média nos locais de destino e não na origem (CANÇADO, 1999).
No Brasil, a grande maioria dos estudos empíricos mostra que os migrantes compõem
um grupo positivamente selecionado da população do país e em âmbito internacional a maioria
dos trabalhos consultados ratificam seletividade e confirmam que a renda dos migrantes é
superior à dos não migrantes (RAMALHO, 2005; NETTO JÚNIOR et al., 2008; FREGUGLIA
& PROCÓPIO, 2013; GRAHAM, 1977; WOOD, 1982; BORJAS, 1997; TAYLOR, 1999;
CHISWICK, 1999; CUTILLO & CECCARELLI, 2012). De fato, eles têm características
produtivas não observáveis que os condicionam diferenciais substanciais desde a decisão de
migração até os retornos salariais por eles auferidos (RAMALHO, 2005; LIMA et al, 2011;
MACIEL & HERMETO, 2011; GAMA & MACHADO, 2014; LIMA et al. 2011; GAMA &
HERMETO, 2017). Assim sendo, as regiões receptoras acabam por obter ganhos de
produtividade com o adicional de força de trabalho com elevados índices de produtividade e as
regiões evasivas acabam por permanecerem em processos de perda contínua da força de
trabalho produtiva oriundo dos processos migratórios.
Borjas (1987), Ramalho (2005), Dustmann & Glitz (2011) compreendem que a
população de migrantes residentes em uma determinada região é positivamente selecionada.
Ou seja, têm características não observáveis que são positivamente favoráveis ao seu melhor
desempenho quando comparado a um natural nessa mesma região. Dessa forma, os impactos
da migração são negativos para as regiões de origem, uma vez que perdem força de trabalho
com características positivas e de melhor desempenho; e, são positivas para as regiões de
destino, haja vista que eles conseguem melhor desempenho em suas funções, quando
comparados aos não migrantes.
Santos Junior et al. (2002), usando dados para o ano de 1999, mostram que os migrantes
brasileiros são um grupo positivamente selecionados13, quando se consideram os mesmos na
região de destino. Os autores controlam por características socioeconômicas e demográficas
dos indivíduos e chegam a conclusões de que os migrantes têm médias salariais superiores à
dos não migrantes no Brasil. Ou seja, características não observáveis de naturezas individuais
13 Os estudos que tratam da seletividade migratória a abordam, em sua grande maioria, pela ótica da renda. Ou
seja, o modelo teórico sugere que características não observáveis dos imigrantes os colocam em condições
melhores que a dos nativos, no que se refere aos rendimentos oriundos do trabalho. Ou seja, têm salários maiores
que os de um não migrante.
96
lhes conferem maiores retornos nos rendimentos oriundos do trabalho do que aqueles auferidos
por não migrantes, mesmo quando controlado por todas as características observáveis possíveis.
Ramalho (2005), usando dados do censo demográfico de 2000, mostra que há seleção
positiva migratória quando se consideram os migrantes residentes em áreas metropolitanas
brasileiras. O autor considera como atributos de seletividade positiva os diferenciais de
rendimentos do trabalho maiores para os migrantes em comparação aos não migrantes. Além
disso, o autor atribui parcialmente à desigualdade de renda nas esferas inter-regionais à entrada
de migrantes qualificados nas áreas metropolitanas e de maior dinamismo econômico. Assim,
os resultados convergem ao modelo apresentado por Dustmann & Glitz (2011), que propõe
perda de mão de obra com características mais dinâmicas para as regiões de origem e ganho
para as regiões de destinos, o que, de certa forma, corrobora desigualdade da renda regional.
Já Santos & Ferreira (2006) chegam a conclusões pouco diferentes das anteriormente
observadas. Os autores usam dados da PNAD e mostram que as migrações corroboram elevação
da renda média dos estados brasileiros, com exceção daqueles de maior dinamismo econômico
– São Paulo e Rio de Janeiro. Assim, as migrações promovem a redução da desigualdade
regional da renda e apresentam efeitos positivos sobre a convergência de renda regional no
longo prazo. Os resultados, contudo, divergem daqueles alcançados por Cançado (1999) ao
analisar os dados para o Brasil entre 1960 e 1991. Este autor chegou a conclusões de que as
migrações brasileiras tiveram efeitos nulos sobre a hipótese de convergência de renda no
período estudado. Ademais, o saldo migratório positivo contribuiu para elevação da renda per
capita, o que sugeriu seleção migratória positiva. Ou seja, os migrantes são mais habilidosos e
conseguem rendimentos superiores aos dos não migrantes nas regiões receptoras, o que eleva a
renda média regional no destino e não na origem.
Além disso, o trabalho de Freguglia (2007) mostra que os migrantes são positivamente
selecionados. Para o autor, características não observáveis da população migrante brasileira os
proporcionam diferenciais de rendimentos ao seu favor, em relação aos não migrantes. Essas
características corroboram hipótese de seletividade positiva migratória. Contudo, é importante
observar que a dinâmica migratória brasileira de anos recentes apresenta substanciais
transformações nos motivos de saídas e de entradas de pessoas nos municípios do país. O
controle pela renda pode não captar outras questões de natureza socioeconômica dos migrantes
nos locais de destino.
Porém, Maciel & Oliveira (2011), usando dados da PNAD (2008) mostram que não há
seletividade migratória positiva entre os migrantes internos brasileiros, uma vez que as
97
características não observáveis dos migrantes não foram capazes de interferir nos diferenciais
de rendimentos do trabalho. Para as autoras, os retornos salarias elevados para os migrantes são
oriundos dos retornos de investimentos da migração. Ou seja, os retornos da migração são
positivos e elevam-se à medida que cresce a distribuição condicional dos salários no país.
Assim, não são as características não observáveis que proporcionam diferenciais de
rendimentos, mas os retornos do investimento da migração.
Silva et al. (2016) testaram a hipótese de seletividade positiva migratória para a região
Norte do Brasil, a partir dos dados do censo demográfico de 2010. Os autores mostram que não
é possível validar a hipótese de seletividade migratória para a região, uma vez que, somente
para os migrantes de curto-prazo, ou seja, aqueles que migraram há menos de cinco anos foram
possíveis observar diferenciais de rendimentos em relação a um não migrante. Além disso, os
autores mostram que cada ano de permanência dos migrantes no Norte do país, implica em
redução que converge em torno de 0,05% em relação a dos não migrantes. Assim, classificando
os migrantes do Norte por tempo de permanência, só aqueles mais recentes auferem
rendimentos oriundos do trabalho relativamente maior que os dos não migrantes. No geral, não
há diferenciais de rendimentos entre migrantes e não migrantes.
Assim, é importante atentar-se para o fato de que as elevadas disparidades econômicas
no Brasil é uma das principais causas da dinâmica migratória. Os principais motivos da
migração interna são ocasionados pelo movimento da força de trabalho ao largo do território
nacional (SILVA FILHO et al., 2017). Essa concentração substancial da produção em larga
escala também proporciona forte pressão sobre as taxas de desemprego (CARD, 2001b) nas
regiões mais dinâmicas, sobretudo em períodos de crises econômicas ou de baixo desempenho.
Dessa forma, o maior desempenho da produção em níveis regionais pode ter forte contribuição
sobre a pressão nas taxas de desemprego, bem como nos salários nominais do mercado de
trabalho e isso repercutirem na hipótese de seleção migratória.
Sendo as disparidades regionais brasileiras uma das principais causas da dinâmica
migratória e da pressão sobre as taxas de desemprego e sobre os salários no mercado de trabalho
do país, a redução dessas disparidades poderia ter efeitos substancialmente positivos sobre o
emprego e sobre a renda do trabalho. Em países com elevadas disparidades socioeconômicas,
a migração é sobremaneira determinada pela busca por melhores condições de trabalho. Em
situação de livra mobilidade da foça de trabalho, o ajuste das taxas de desemprego acontece
pala migração (LEWIS, 1969). A pobreza, dada pelas disparidades, afeta substancialmente o
desempenho econômico da força de trabalho na origem e pressionam as taxas de desemprego
98
nos locais de destino, sobretudo em situações em que a economia passa por movimentos cíclicos
(CARD, 2001b). Assim, o processo de seleção positiva migratória pode se dar pelas questões
inerentes a busca por melhores condições de trabalho da população do país.
4.3 – Procedimentos metodológicos
Neste capítulo, busca-se testar a hipótese de seleção positiva migratória através do
modelo com correção de viés de seleção amostral de Heckman (1979). Se for comprovada a
hipótese de que os migrantes são um grupo positivamente selecionado da população, o segundo
passo é recorrer à decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (1973), com correções propostas
por Neuma & Oaxaca (2006) e Cutillo & Ceccarelli (2012), a partir da equação de rendimentos
(Segundo estágio de Heckman). Com as estimativas do método da equação de rendimentos, o
objetivo é observar, a partir da decomposição, quais atributos corroboram proporcionalmente
maiores diferenciais de rendimentos entre migrantes e não migrantes.
4.3.1 - Base de dados, variáveis e recorte temporal.
Os dados são dos censos demográficos do Brasil dos anos de 2000 e de 2010 e trabalha-
se com migração intermunicipal na escala geográfica e de data fixa. A amostra é composta por
6.889.619 e 6.889.607, em 2000 e em 2010, respectivamente. O tamanho da amostra foi
definido previamente, a partir da bases de dados. Foram excluídos todos aqueles que deixaram
de responder alguma das questões utilizadas neste capítulo; e, a partir disso, decidiu-se pelas
amostras iguais nos dois anos, com perda de 12 observações no ano de 2010.
Tabela 4-1: Descrição das variáveis utilizadas e padronizadas nos censos de 2000 e de
2010.
𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎
Binária (1) para pessoas que disseram que morava em outro município em
1995 e em 2005, nos censos de 2000 e de 2010, respectivamente; (0) caso
contrário.
𝑆𝑒𝑥𝑜 Binária (1) para masculino; (0) para feminino
𝑅𝑎𝑐𝑎𝑐𝑜𝑟 Binária (1) para Branco; (0) para pretos, pardos, amarelos (indígenas
foram excluídos da amostra).
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒
Idade da pessoa de referência na pesquisa. Também foi utilizado a idade
ao quadrado nas estimações, conforme indicação da literatura.
𝑆𝑒𝑚𝑖𝑛𝑠𝑡𝑓𝑢𝑛𝑑𝑖𝑛𝑐 Para pessoas que declararam não ter instrução ou ter pelo menos o ensino
fundamental incompleto.
99
𝐹𝑢𝑛𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑚𝑒𝑑𝑖𝑛𝑐 Para pessoas que declararam ter ensino fundamental completo e ensino
médio incompleto.
𝑀𝑒𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑠𝑢𝑝𝑖𝑛𝑐 Para pessoas que declararam ter ensino médio completo e superior
incompleto.
𝑆𝑢𝑝𝑐𝑜𝑚𝑝 Para pessoas que declararam ter ensino superior completo.
𝐸𝑠𝑡𝑎𝑑𝑜𝑐𝑖𝑣𝑖𝑙 Binária (1) para pessoas que declararam ser casadas; e (0) para solteiros
𝐶ℎ𝑒𝑓𝑒𝑑𝑜𝑚 Binária Para pessoas que declararam ser o responsável pelo domicílio.
𝐹𝑖𝑙ℎ𝑜 Binária Para pessoas que disseram ocupar a posição de filho no domicílio.
𝑁𝑂 Binária para pessoas que disseram morar em algum município da região
Norte do país.
𝑁𝐸 Binária para pessoas que disseram morar em algum município da região
Nordeste do país.
𝑆𝐸 Binária para pessoas que disseram morar em algum município da região
Sudeste do país.
𝑆𝑈 Binária para pessoas que disseram morar em algum município da região
Sul do país.
𝐶𝑂 Binária para pessoas que disseram morar em algum município da região
Centro-oeste do país.
𝑅𝑒𝑛𝑑𝑎𝑡𝑟𝑎𝑏 Total de rendimentos declarados no trabalho principal ou em outros
trabalhos.
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000/2010
A Tabela acima apresenta a forma como foram construídas as variáveis utilizadas neste
capítulo. Os censos de 2000 e de 2010 foram padronizados para tornar as variáveis compatíveis
e comparáveis ao longo do estudo.
4.3.2 - Modelo empírico utilizado
Os estudos sobre migrações apresentam várias hipóteses teóricas para as decisões de
migração e seus impactos socioeconômicos sobre as condições de vida após a migração. Porém,
um dos erros mais comuns nos estudos sobre migrações e os diferenciais de rendimentos entre
migrantes e não migrantes está no fato de se afirmar, a princípio, que o investimento na
migração é fator determinante na aquisição de maiores salários em favor deles, o que pode
carregar viés de seleção amostral nessas análises, já que pode existir uma relação não linear não
captada por métodos simples.
Heckman (1979) propõe um modelo com correção de viés de seleção amostral para
captar os efeitos das características não observáveis que afetam as decisões dos indivíduos.
100
Pela abordagem teórica de cunho neoclássico e pela disseminação dos estudos sobre
migrações brasileiras, a presença de características produtivas não observáveis intrínsecas aos
migrantes, tais como agressividade, ambição, determinação, entusiasmo no trabalho e
motivações, não podem ser captadas, ou ao menos constatadas, sem um exercício empírico mais
robusto que possa corrigir o viés de seleção pertencente aos migrantes. Assim, quando se afirma
que a probabilidade de migrar e os possíveis efeitos sobre os diferenciais de rendimentos se
devem ao maior investimento em capital humano inerentes aos migrantes, pode-se estar
omitindo o viés de seletividade migratória constatada nos estudos clássicos internacionais e
estudos mais recentes em âmbito nacional (BORJAS, 1997; CHISWICK, 1999; SANTOS
JUNIOR, 2002; FIESS & VERNER, 2003; RIBEIRO & BASTOS, 2005; MACIEL &
HERMETO, 2011; SILVA et al., 2016; GAMA & HERMETO, 2017).
Ante isso, é importante testar a hipótese de seleção positiva migratória e, com isso,
analisar os diferenciais de rendimentos entre migrantes e não migrantes, sem desprezar a
existência de características não observáveis, ou seja, os vieses de seleção que afetam a decisão
de migração (HECKMAN, 1979). Com isso, usa-se o procedimento instituído por Heckman em
dois estágios com correção de viés de seleção amostral. O objetivo é observar as características
que impactam diretamente sobre a decisão de migração. Ou seja, se os migrantes são, de fato,
um grupo positivamente selecionado da população brasileira.
A estimação da equação de rendimentos do trabalho ocorre a partir da clássica equação
minceriana de determinação de salários, com o uso de variáveis observáveis que afetam os
rendimentos (MINCER, 1971), em que:
𝑙𝑛𝑊𝑖 = 𝛽𝑋𝑖 + 𝛿𝐼𝑖 + 𝜇𝑖 (4.1)
𝑙𝑛𝑊𝑖 é determinado como o logaritmo do salário da força de trabalho ocupada com 𝑊𝑖 >
0, 𝑋𝑖 se refere-se ao conjunto de características socioeconômicas e demográficas observáveis
que afetam os rendimentos da força de trabalho ocupada; 𝐼𝑖 é definido como uma vaiável
𝐵𝑖𝑛á𝑟𝑖𝑎 que assume 1 quando o indivíduo responder ser natural de outro município e morar no
município atual há menos de cinco anos no momento da pesquisa, ou seja, ser migrante de data
fixa, e 0, caso contrário; 𝜇𝑖 é definido como o termo do erro estocástico do modelo.
Nesse estudo, supõe-se que os migrantes não são uma amostra aleatória da população
residente em um município brasileiro, ou seja, os migrantes possuem características não
observáveis que exercem impactos positivos sobre a decisão de migração. Assim, faz-se
101
necessário que se acrescente a equação de determinação de salários, outra equação de correção
de viés de seleção amostral instituída por Heckman (1979). Qual seja:
𝐼∗ = 𝑍𝑖𝛾 + 휀𝑖 (4.2)
Nessa equação, o 𝑍𝑖 é definido como um conjunto de caraterísticas não observáveis que
impactam sobre a decisão de migração de um indivíduo 𝑖. Essas características conferem status
diferenciado ao migrante e o classifica como integrante de um grupo positivamente selecionado.
Assim, essas características afetam a decisão de migração e, consequentemente, de estar em
outro município brasileiro, diferente do qual estava há cinco anos antes da pesquisa censitária.
Ademais, se o indivíduo migra (𝐼 = 1), tem-se que (𝐼∗ > 0). Nestes termos, a probabilidade
de migração estará associada a rendimentos líquidos oriundos do trabalho superior a 0 no local
de destino dos migrantes.
Ao considerar que os migrantes são um grupo positivamente selecionado, e não uma
amostra aleatória da população de um país, recorre-se ao primeiro estágio do procedimento
proposto por Heckman (1979), com correção de viés de seleção amostral, o qual pode ser
estimado através de um modelo 𝑃𝑟𝑜𝑏𝑖𝑡, onde as características que influenciam na decisão de
migração podem ser estimadas a partir do instrumental matemático apresentado na equação
(4.3). Por esta equação, a probabilidade de um indivíduo 𝑖 ser um migrante pode ser expressa
da forma que se segue, baseada em Cameron & Trivedi (2005, capítulo 16, páginas 539 a 543),
Greene (2012) e também apresentado em Maciel & Hermeto (2011):
𝑃𝑟𝑖(𝐼 = 1) = 𝑃𝑟𝑖(𝐼∗ > 0) = 𝑃𝑟𝑖(𝑍𝑖𝛾 + 𝜇𝑖 > 0) = 𝑃𝑟𝑖(휀𝑖 > −𝑍𝑖𝛾) (4.3)
Aqui, recorre-se ao instrumental proposto por Heckman (1979) no qual o vetor de
variáveis 𝑋contêm as características socioeconômicas e demográficas observáveis que afetam
a decisão de migração, e certamente mantém características em comum àquelas contidas no
vetor 𝑍 que contém as variáveis que são determinantes na equação de rendimentos, ou seja, dos
salários da força de trabalho ocupada com 𝑊𝑖 > 0. Porém, é preciso que pelo menos uma das
variáveis contidas em 𝑋 (vetores com variáveis de determinação da probabilidade de migrar)
não esteja em 𝑍 (vetores de variáveis que influenciam nos rendimentos oriundos do trabalho).
A Tabela 4.1 apresenta as variáveis utilizadas e os seus valores médios.
102
Tabela 4-1: Estatísticas descritivas das variáveis utilizadas neste estudo para o Brasil:
censos de 2000/2010
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑖𝑠
2000 2010
𝑁ã𝑜 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑁ã𝑜 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎𝑛𝑡𝑒
𝑆𝑒𝑥𝑜 (Masculino) 63.1 65.7 59.4 63.1
𝑅𝑎𝑐𝑎𝑐𝑜𝑟 (𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜) 54.8 55.0 48.6 47.9
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒 34.5 31.7 35.9 32.6
𝐼𝑛𝑠𝑡𝑟𝑢çã𝑜
𝑆𝑒𝑚𝑖𝑛𝑠𝑡𝑓𝑢𝑛𝑑𝑖𝑛𝑐 54.6 54.8 40.6 37.6
𝐹𝑢𝑛𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑚𝑒𝑑𝑖𝑛𝑐 16.8 17.2 18.2 19.1
𝑀𝑒𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑠𝑢𝑝𝑖𝑛𝑐 25.8 24.6 30.3 30.4
𝑆𝑢𝑝𝑐𝑜𝑚𝑝 2.8 3.3 10.4 12.7
𝐷𝑜𝑚𝑖𝑐í𝑙𝑖𝑜
𝐸𝑠𝑡𝑎𝑑𝑜𝑐𝑖𝑣𝑖𝑙 (𝐶𝑎𝑠𝑎𝑑𝑜) 46.3 42.0 42.4 36.6
𝐶ℎ𝑒𝑓𝑒𝑑𝑜𝑚 49.2 52.3 44.8 47.6
𝐹𝑖𝑙ℎ𝑜 25.7 14.0 23.1 10.5
𝑅𝑒𝑔𝑖ã𝑜
𝑁𝑂 6.5 8.6 7.6 9.5
𝑁𝐸 27.1 22.0 26.6 20.9
𝑆𝐸 38.7 34.5 39.8 37.5
𝑆𝑈 19.7 21.4 17.3 18.1
𝐶𝑂 8.2 13.6 8.7 14.0
𝑇𝑟𝑎𝑏𝑎𝑙ℎ𝑜
𝑅𝑒𝑛𝑑𝑎𝑡𝑟𝑎𝑏 1.131,02 1.198,24 1.072,60 1.284,46
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000/2010
Assim, das variáveis contidas na primeira equação, a de decisão de migração, somente
as variáveis 𝐸𝑠𝑡𝑎𝑑𝑜𝑐𝑖𝑣𝑖𝑙, 𝐶ℎ𝑒𝑓𝑒𝑑𝑜𝑚 e 𝐹𝑖𝑙ℎ𝑜 não estão contidas em 𝑋, ou seja, equação de
salários, por não serem consideradas na literatura como variáveis relevantes na determinação
de rendimentos do trabalho. No primeiro estágio é estimada a probabilidade de migrar aonde a
variável 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 é a dependente; no segundo estágio, é estimada a equação de rendimentos,
aonde o ln _𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎𝑡𝑟𝑎𝑏 é a variável a ser explicada, condicionada aos migrantes (I=1).
A partir disso, a equação de salários pode ser reescrita da forma que se segue14, quando
se tem 𝑙𝑛𝑊𝑖 observado, se, e somente se, (휀𝑖 > −𝑍𝑖𝛾) tais que os erros estocásticos das
equações de migração de salários (𝜇𝑖 𝑒 휀𝑖) sejam normalmente distribuídos com média zero e
correlação 𝜌. Desta forma, a equação de salários oriundos do trabalho pode ser reapresentada
da forma que se segue:
14 Ver Cameron & Trivedi (2005, capítulo 16, páginas 539 a 543).
103
𝑆[𝑙𝑛𝑊𝑖|𝐼∗ > 0] = 𝑆⟨𝑙𝑛𝑊𝑖|휀𝑖 > −𝑍𝑖𝛾⟩ = 𝛽𝑋𝑖 + 𝛿𝐼𝑖 + 𝑆⟨𝜇𝑖|휀𝑖 > −𝑍𝑖𝛾⟩
= 𝛽𝑋𝑖 + 𝛿𝐼𝑖 + 𝜌𝜎𝑢𝜆𝑖(𝛼𝜀) = 𝛽𝑋𝑖 + 𝛿𝐼𝑖 + 𝛾𝜆𝜆𝑖(𝛼𝜀) (4.4)
Entendendo-se que:
𝛼𝜀 = (−𝑍𝑖𝛾
𝜎𝜀) 𝑒 𝜆(𝛼𝜀) = [
𝜙(𝑍𝛾𝑖/𝜎𝜀)
Φ((𝑍𝛾𝑖/𝜎𝜀))] ; 𝑆[𝑙𝑛𝑊𝑖|휀𝑖 > −𝑍𝑖𝛾] + 𝑣𝑖
= 𝛽𝑋𝑖 + 𝛿𝐼𝑖 + 𝛾𝜆𝜆𝑖(𝛼𝜀) + 𝑣𝑖 (4.5)
Assim, se a esperança dos erros da equação 4.1 não for igual a 𝑧𝑒𝑟𝑜, as estimativas por
Mínimos Quadrados Ordinários (𝑀𝑄𝑂) serão enviesadas, uma vez que 𝜌 ≠ 0. Assim sendo, a
omissão da 𝐼𝑛𝑣𝑒𝑟𝑠𝑎 𝑑𝑎 𝑅𝑎𝑧ã𝑜 𝑑𝑒 𝑀𝑖𝑙𝑙𝑠 que é representada por 𝜆 não permitiria estimar a
equação sem captar o viés de seleção amostral (correção instituída por Heckman, 1979). Dessa
forma, o segundo estágio do modelo de Heckman (1979) com correção de viés de seleção
amostral sugere que a equação de rendimentos que são influenciadas por 𝑁 características entre
diferentes grupos seja estimada da forma, a seguir:
𝑙𝑛𝑊𝑖 = 𝛽𝑋𝑖 + 𝜸𝝀𝒊 + 𝑣𝑖 (4.6)
Em que 𝑙𝑛𝑊𝑖 é o logaritmo natural do salário oriundo do trabalho de migrantes; 𝑋𝑖 é um
vetor de variáveis de controle que é composto por variáveis de natureza socioeconômicas e
demográficas; e, 𝜆𝑖 é o 𝐼𝑛𝑣𝑒𝑟𝑠𝑜 𝑑𝑎 𝑅𝑎𝑧ã𝑜 𝑑𝑒 𝑀𝑖𝑙𝑙𝑠 (𝐼𝑅𝑀), com correção do viés de seleção
amostral; 𝑣𝑖 é um vetor de erro estocástico da regressão ajustada. Esta equação é ajustada apenas
para o grupo de migrantes (I=1). Ajuste análogo foi realizado para o grupo de não migrantes.
Ou seja, no primeiro estágio ajustou-se a probabilidade se ser não migrante e, no segundo
estágio, os determinantes da renda controlados pelo 𝐼𝑅𝑀 da função de seleção dos não
migrantes.
Assim sendo, as estimações em primeiro e segundo estágios foram corrigidas e os
resultados dos coeficientes não serão enviesados. O controle de viés de seleção permite
estimativas de parâmetros robustas para este tipo de estudo.
Em seguida, constatado que os migrantes compõem um grupo positivamente
selecionado da população brasileira, recorreu-se ao método de decomposição, a partir da
104
construção de contrafactual para equações de não migrantes, sendo a variável dependente o
ln _𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎𝑡𝑟𝑎𝑏. Os regressores são os mesmos usados na equação de rendimentos dos
migrantes. A partir do cálculo dos rendimentos contrafactual, deve ser decomposta por
características, os impactos de cada uma das variáveis observáveis e dos atributos produtivos
não observáveis sobre os rendimentos do trabalho. A decomposição assume a forma que se
segue (NEUMAN & OAXACA, 2005):
�̅�𝑚 − �̅�𝑛𝑚 = 𝑋′̅̅ ̅𝑛𝑚(�̂�𝑚 − �̂�𝑛𝑚) + �̂�𝑚(�̅�𝑚 − �̅�𝑛𝑚)′ + (𝜃𝑚�̂�𝑚 − 𝜃𝑛𝑚�̂�𝑛𝑚) (4.7)
Os subíndices 𝑚 e 𝑛𝑚 são atribuídos aos indivíduos migrantes e aos indivíduos não
migrantes, respectivamente; as matrizes �̅� são compostas pelas características médias dos
migrantes e dos não migrantes; o vetor 𝛽 apresenta o retorno às características contidas na
matriz �̅�; o �̅�𝑖𝑚 representa o retorno médio dos rendimentos do trabalho do migrante; �̅�𝑖𝑛𝑚 o
retorno médio do rendimento do trabalho dos não migrantes usado como contrafactual.
Reescrevendo a equação acima, mantêm-se a decomposição a partir de características
observáveis e não observáveis eliminando com o viés de seletividade subtraído dos valores da
renda.
(�̅�𝑖𝑚 − �̅�𝑖𝑛𝑚) − (𝜃𝑖𝑚�̂�𝑖𝑚 − 𝜃𝑖𝑛𝑚�̂�𝑖𝑛𝑚) = 𝑋′̅̅ ̅𝑖𝑛𝑚(�̂�𝑖𝑚 − �̂�𝑖𝑛𝑚) + �̂�𝑖𝑚(�̅�𝑖𝑚 − �̅�𝑖𝑛𝑚)′ (4.8)
A partir da equação 4.8 os resultados são apresentados com a decomposição das
características observáveis de cada vetor 𝛽 e das características médias instituídas na matriz �̅�
que agrega os valores médios das variáveis. Assim, do lado esquerdo, tem-se a soma das
desigualdades totais subtraída do viés de seleção; do lado esquerdo, tem-se a soma do
componente desigualdade atribuída às diferenças captadas pelos 𝛽`𝑠 e o efeito característica
oriundo das diferenças entre os migrantes e não migrantes intermunicipais brasileiros.
4.4 – Resultados e discussões
Pelas características observáveis da população brasileira, foi possível apresentar na
Tabela 01 aquelas que podem influenciar na probabilidade de migração intermunicipal no país.
As estimativas mostram que as variáveis clássicas amplamente abordadas em diversos estudos
105
empíricos sobressaem-se na probabilidade de um indivíduo ser migrante. Os homens têm maior
probabilidade de serem migrantes comparativamente às mulheres em ambos os anos. É
pertinente destacar que o valor do coeficiente da variável para o ano 2010 se eleva
comparativamente ao ano 2000, mostrando que, além da probabilidade ser maior, ela ainda se
eleva. Já no que se refere à raça/cor, apesar de serem estatisticamente significativos, os
coeficientes são acentuadamente baixos, mostrando não haver influência substancial da raça/cor
sobre a probabilidade de migração no país.
No ano 2000, ser de raça/cor branca aumentava a probabilidade de ser migrante,
comparativamente e um não branco. Em 2010, muda o sinal do coeficiente da variável e se
reduz a probabilidade de um indivíduo de raça/cor branca ser migrante em relação a um não
branco. A mudança de sinal pode ser reflexo somente do aumento o número de autodeclarações
de raça/cor nas pesquisas censitárias, dado pela maior conscientização da população em relação
à etnia. Ademais, os baixos valores assumidos pelos coeficientes mostram que a raça/cor não
apresenta diferenças substanciais à migração intermunicipal entre bancos e não brancos no
período intercensitário.
Os coeficientes e os sinais assumidos pela variável 𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 sinalizam para redução da
probabilidade de migrar. Ou seja, um ano a mais reduz em 4 pontos percentuais em 2000 e em
3 pontos percentuais em 2010 a probabilidade de um indivíduo ser migrante intermunicipal no
Brasil. Além disso, no que se refere à probabilidade de ser migrante, segundo a faixa de
escolaridade, é possível perceber que usando os sem instrução e com ensino fundamental
incompleto como categoria de referência, a probabilidade de ser migrante se reduz para aqueles
com fundamental completo e médio incompleto em ambos os anos, mas se eleva para aqueles
com médio completo e superior incompleto, embora levemente, e tem maior probabilidade os
que têm curso superior completo. Para estes, a probabilidade é de 18 pontos percentuais no
primeiro e 22 pontos percentuais no último ano, em comparação àqueles menos escolarizados.
Ou seja, a probabilidade de migração intermunicipal no Brasil é registrada nos extremos da
escolaridade. É negativa para os que têm fundamental completo é médio incompleto; e, positiva
para aqueles com pelo menos ensino médio.
Tabela 4-2: Estimativas da probabilidade de migração para o Brasil nos censos de 2000
e de 2010
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑙 𝑑𝑒𝑝𝑒𝑛𝑑𝑒𝑛𝑡𝑒 = 𝑀𝑖𝑔𝑟𝑎 2000 2010
𝐶𝑜𝑛𝑠𝑡𝑎𝑛𝑡𝑒
-0,198*** -0,416***
(0,007) (0,008)
𝑆𝑒𝑥𝑜 (𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜) 0,129*** 0,142***
106
(0,002) (0,002)
𝑅𝑎𝑐𝑎𝑐𝑜𝑟 (𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜)
0,017*** -0,003**
(0,001) (0,002)
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒
-0,037*** -0,033***
(0,0000) (0,0004)
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒²
0,0002*** 0,0001***
(0,00000) (0,00001)
𝐹𝑢𝑛𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑚𝑒𝑑𝑖𝑛𝑐
-0,018*** -0,002
(0,002) (0,002)
𝑀𝑒𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑠𝑢𝑝𝑖𝑛𝑐
0,010*** 0,016***
(0,002) (0,002)
𝑆𝑢𝑝𝑐𝑜𝑚𝑝
0,178*** 0,217***
(0,004) (0,002)
𝐸𝑠𝑡𝑎𝑑𝑜𝑐𝑖𝑣𝑖𝑙 (𝑐𝑎𝑠𝑎𝑑𝑜)
-0,152*** -0,162***
(0,002) (0,002)
𝐶ℎ𝑒𝑓𝑒𝑑𝑜𝑚
-0,093*** -0,067***
(0,002) (0,002)
𝐹𝑖𝑙ℎ𝑜
-0,793*** -0,826***
(0,002) (0,002)
𝑁𝑂
0,222*** 0,196***
(0,003) (0,003)
𝑆𝐸
0,071*** 0,124***
(0,002) (0,002)
𝑆𝑈
0,159*** 0,166***
(0,002) (0,002)
𝐶𝑂
0,365*** 0,360***
(0,002) (0,003)
𝑅² 0,417 0,3853
𝑂𝑏𝑠𝑒𝑟𝑣𝑎𝑡𝑖𝑜𝑛𝑠 6.889.619 6.889.607
𝑁𝑜𝑡𝑎: ∗∗∗ 𝑝 < 0,01; ∗∗ 𝑝 < 0,05; ∗ 𝑝 < 0,1
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000/2010
É importante destacar que o estado civil, a condição de chefe do domicílio e de filho
reduz a probabilidade de um indivíduo ser um migrante intermunicipal no Brasil. O efeito do
estado civil sobre a redução da probabilidade de ser migrante é de 15 pontos percentuais no
primeiro e de 16 pontos percentuais no último ano em análise. A condição de filho no domicílio
reduz a probabilidade de ser migrante em 79 pontos percentuais e 82 pontos percentuais no ano
2000 e no de 2010, respectivamente, em comparação com a categoria 𝑜𝑢𝑡𝑟𝑜𝑠 que foi omitida
no modelo. Os estudos empíricos também apresentam resultados semelhantes na literatura
internacional e nacional (MINCER, 1978).
107
Ademais, é importante destacar que residir em qualquer região brasileira aumenta a
probabilidade de ser um migrante, tendo como referência um residente na região Nordeste
(região Nordeste é omitida no modelo). Ou seja, residir no Norte do país aumenta a
probabilidade de ser migrante em 22 pontos percentuais, contra 20 pontos percentuais ao residir
no Nordeste, no ano 2000 e em 2010, respectivamente. Ademais, residir no Sudeste aumenta a
probabilidade de ser migrante em 7 pontos percentuais e em 12 pontos percentuais no primeiro
e no último ano, respectivamente, em comparação a um residente no Nordeste. Residir no
Centro-oeste apresentou o maior coeficiente em comparação a um residente no Nordeste. Ou
seja, residir na região Centro-Oeste aumentava a probabilidade de ser um migrante em 37
pontos percentuais no primeiro e em 36 pontos percentuais no segundo ano em análise.
Pelos resultados, embora o Nordeste tenha entrado em processo de reversão de suas
taxas migratória, reduzindo a sua participação entre os locais de origem dos migrantes e
mantendo elevadas taxas de migração de retorno (OLIVEIRA & JANNUZZI, 2005; JUSTO et
al., 2012; QUEIROZ & BAENINGER, 2013), a probabilidade de um indivíduo ser migrante
morando em qualquer outra região do país ainda é maior comparativamente a um indivíduo
residente no Nordeste, o que definem as outras regiões como potenciais receptoras de
migrantes.
Na equação de rendimentos (Tabela 4.3), os dados revelam substanciais diferenciais de
rendimentos, oriundos das características individuais da população. A variável 𝑠𝑒𝑥𝑜 da pessoa
apresenta coeficiente elevado, mostrando que os diferenciais de rendimentos entre homens e
mulheres são discrepantes, além de ter aumentado o seu valor no ano de 2010
comparativamente ao ano 2000. No primeiro ano, um migrante ocupado do sexo masculino
recebia rendimentos do trabalho 45 pontos percentuais a mais que um indivíduo do sexo
feminino na mesma condição. No segundo ano o gap se eleva para 47 pontos percentuais,
convergindo com uma grande quantidade de estudos empíricos realizados em âmbito
internacional e nacional (BROWN et al., 1980; MACPHERSON & HIRSCH, 1995; NEUMAN
& WEISBERG, 1998; GAMA & HERMETO, 2017).
Já no que se refere à raça/cor, o coeficiente assumido pela variável mostra que o gap se
reduz, já que, no ano 2000, um indivíduo banco tinha renda superior em 18 pontos percentuais
comparativamente a um não branco, e em 2010, a raça/cor ainda afetou o log da renda em 13
pontos percentuais em favor dos que se declararam brancos, comparativamente aos não brancos,
sendo os resultados convergentes com a literatura internacional e nacional (REIMERS, 1983;
SOARES, 2000; CRESPO & REIS, 2004; KIM, 2010). É importante ressaltar que, embora a
108
probabilidade de migração seja levemente afetada pela raça/cor, essa variável tem importância
crucial na determinação do salário dos migrantes no país, conforme os resultados dos
coeficientes apresentados.
No que se refere à 𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒, essa variável apresentou coeficientes indicando que um ano
a mais aumentava a renda em 10 pontos percentuais em 2000 e em 7 pontos percentuais em
2010. A 𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒² apresentou sinal negativo indicando uma relação de U invertido entre renda e
idade. Os resultados convergem com os da literatura, mostrando que a idade é importante na
determinação dos rendimentos, o que pode associar-se a aumento da experiência da força de
trabalho com os anos. Mas a renda passa a decair a partir de uma determinada idade.
Tabela 4-3: Estimativa do segundo estágio de Heckman sobre a determinação da renda
do trabalho dos migrantes no Brasil – 2000/2010
𝑉𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑙 𝑑𝑒𝑝𝑒𝑛𝑑𝑒𝑛𝑡𝑒 = 𝑙𝑛_𝑟𝑒𝑛𝑑𝑎𝑡𝑟𝑎𝑏 2000 2010
𝐶𝑜𝑛𝑠𝑡𝑎𝑛𝑡𝑒
3,968*** 4,553***
(0,011) (0,013)
𝑆𝑒𝑥𝑜 (𝑀𝑎𝑠𝑐𝑢𝑙𝑖𝑛𝑜)
0,460*** 0,466***
(0,002) (0,002)
𝑅𝑎𝑐𝑎𝑐𝑜𝑟 (𝐵𝑟𝑎𝑛𝑐𝑜)
0,184*** 0,126***
(0,002) (0,002)
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒
0,096*** 0,071***
(0,000) (0,001)
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒²
-0,001*** -0,001***
(0,000) (0,000)
𝐹𝑢𝑛𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑚𝑒𝑑𝑖𝑛𝑐
0,415*** 0,271***
(0,003) (0,003)
𝑀𝑒𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑠𝑢𝑝𝑖𝑛𝑐
0,994*** 0,608***
(0,002) (0,002)
𝑆𝑢𝑝𝑐𝑜𝑚𝑝
1,911*** 1,449***
(0,005) (0,003)
𝑁𝑂
0,252*** 0,225***
(0,004) (0,004)
𝑆𝐸
0,395*** 0,323***
(0,003) (0,003)
𝑆𝑈
0,280*** 0,295***
(0,003) (0,003)
𝐶𝑂
0,318*** 0,346***
(0,003) (0,004)
𝐼𝑛𝑣𝑒𝑟𝑠𝑒 𝑀𝑖𝑙𝑙𝑠 𝑅𝑎𝑡𝑖𝑜
-0,296*** -0,199***
(0,006) (0,005)
𝑟ℎ𝑜 -0,365 -0,266
𝑠𝑖𝑔𝑚𝑎 0,8109 0,7491
109
𝑅² 0,4053 0,3853
𝑂𝑏𝑠𝑒𝑟𝑣𝑎𝑡𝑖𝑜𝑛𝑠 6.889.619 6.889.607
𝑁𝑜𝑡𝑎: ∗∗∗ 𝑝 < 0,01; ∗∗ 𝑝 < 0,05; ∗ 𝑝 < 0,1
Fonte: elaboração do autor a partir de dados dos censos demográficos de 2000/2010
Os coeficientes para a escolaridade, tendo como referência os indivíduos sem instrução
e com ensino fundamental incompleto, mostram que a escolaridade é muito importante para os
retornos salariais no mercado de trabalho (ROCHA et al., 2010). Ter ensino médio completo e
superior incompleto eleva o log da renda em 174% no primeiro e 84% no segundo ano em
análise15. Já no que se refere ao ocupados com ensino superior completo, a renda oriunda do
trabalho é aproximadamente 6 vezes maior no ano 2000 e 3 vezes maior em 2010,
comparativamente a um indivíduo sem instrução e com ensino fundamental incompleto. Ou
seja, no primeiro ano, a renda do trabalho de um indivíduo com curso superior completo era
aproximadamente 600% maior que a de um sem instrução e com ensino fundamental
incompleto (categoria de referência). No ano 2010 reduz-se o gap para aproximadamente 300%.
Os retornos do investimento em capital humano, apesar de ainda serem elevados
comparativamente aos de menor nível de escolaridade, reduzem-se substancialmente ao longo
dos anos. Há uma compressão nos rendimentos do trabalho reduzindo o gap entre os migrantes
mais escolarizados e os menos escolarizados que estão ocupados no país. Essa redução foi
registrada em aproximadamente 50% para os migrantes ocupados com cursos superiores de
formação no período intercensitário.
Ainda na Tabela 4.3, ressalva-se o fato de estar trabalhando em regiões geográficas mais
dinâmicas para os retornos salariais no mercado de trabalho. Tendo como categoria de
referência os ocupados no Nordeste (variável omitida), os migrantes ocupados no Norte,
recebem em média, 25 pontos percentuais em 2000 e 22,5 pontos percentuais em 2010 a mais
que um migrante ocupado no Nordeste. Os migrantes ocupados no Sudeste têm os maiores
rendimentos do trabalho comparativamente aos ocupados no Nordeste. Em 2000, o gap atingiu
40 pontos percentuais e no segundo, apesar da redução, ainda se registrou 32 pontos
percentuais, sendo essa a região com maiores diferenciais de rendimentos, no país, e
comparativamente aos rendimentos oriundos do trabalho auferidos por aqueles ocupados no
Nordeste brasileiro.
15 O cálculo é feito a partir dos coeficientes apresentado pelas variáveis, conforme a Tabela, usando-se a seguinte
expressão: Exp(Coeficiente)-1, conforme indicado na literatura.
110
Na região Sul, os valores mantiveram-se praticamente constantes, aproximadamente 28
pontos percentuais no primeiro e 30 pontos percentuais no segundo ano, e o Centro-oeste
aumenta o gap no ano de 2010, comparativamente ao ano 2000. Nessa região, um migrante
ocupado auferia rendimento de 32 pontos percentuais no primeiro e 36 pontos percentuais no
segundo ano, maior que um migrante ocupado no Nordeste. Foi uma das únicas regiões do país
que apresentou elevação no gap já existente nos rendimentos do trabalho para os migrantes
ocupados, além de ser ela uma das regiões que mais tem atraído migrantes nos últimos anos
(GUIMARÃES & LEME, 2002; BRITO, 2006; JUTTEL, 2007).
Na Tabela 4.4 estão os dados referentes à decomposição dos diferenciais de rendimentos
entre migrantes e não migrantes ocupados no mercado de trabalho brasileiro nos anos de 2000
e de 2010. Neuman & Oaxaca (2005) sugerem, por simplicidade analítica, isolar o efeito da
seletividade no diferencial de renda, interpretando apenas a parcela restante devida aos fatores
observáveis e não observáveis. Assim, o percentual de contribuição foi calculado apenas para
a parcela do diferencial após excluir a contribuição do componente de seletividade.
Os resultados mostram que os efeitos não observáveis são os grandes responsáveis pelos
diferenciais de renda entre migrantes e não migrantes. Esses contribuem para um maior
rendimento dos migrantes em relação aos não migrantes, corroborando a hipótese de
seletividade positiva. No ano 2000, os efeitos das características não observáveis (coeficientes)
dos migrantes contribuíam para aumentar em aproximadamente 0.63 o log da renda média dos
migrantes em relação aos não migrantes, ou seja, em termos percentuais, 88% a mais. Em 2010,
embora com redução, as características não observáveis aumentavam em 0.57 o log da renda
média em favor dos migrantes. Ou seja, 77% dos diferencias salariais. Já as características
observáveis corroboravam rendimentos maiores em favor dos não migrantes em detrimento dos
migrantes no mesmo ano. Ou seja, em ambos os anos, essas características observáveis
corroboravam diferenciais de 2% nos rendimentos do trabalho em favor dos não migrantes,
superior aqueles registrado para os migrantes. Considerando-se os efeitos totais, os migrantes
apresentavam, em média, 1% de características que corroboravam melhores rendimentos do
trabalho comparativamente a um não migrante no ano 2000 e 11% no ano de 2010.
Tabela 4-2: Decomposição dos efeitos marginais das características observáveis a não
observáveis sobre os diferenciais de rendimentos de não migrantes e migrantes -
2000/2010
𝐸𝑓𝑒𝑖𝑡𝑜𝑠 2000 2010 𝑉𝑎𝑟𝑖𝑎çã𝑜
(10 − 00) 𝐴𝑏𝑠𝑜𝑙𝑢𝑡𝑜 𝑅𝑒𝑙𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜 𝐴𝑏𝑠𝑜𝑙𝑢𝑡𝑜 𝑅𝑒𝑙𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜
𝑆𝑒𝑥𝑜 0.013 0.034 0.021
111
𝑅𝑎𝑐𝑎𝑐𝑜𝑟 -0.006 -0.009 -0.003
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒 -0.096 0.041 0.137
𝐼𝑑𝑎𝑑𝑒² -0.043 -0.095 -0.051
𝐹𝑢𝑛𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑚𝑒𝑑𝑖𝑛𝑐 -0.028 -0.012 0.016
𝑀𝑒𝑑𝑐𝑜𝑚𝑝𝑠𝑢𝑝𝑖𝑛𝑐 -0.004 -0.011 -0.007
𝑆𝑢𝑝𝑐𝑜𝑚𝑝 -0.001 0.009 0.010
𝑁𝑂 -0.002 -0.002 0.000
𝑆𝐸 -0.042 -0.041 0.000
𝑆𝑈 -0.022 -0.021 0.001
𝐶𝑂 -0.009 -0.009 -0.001
𝐸𝑓𝑒𝑖𝑡𝑜 𝐶𝑜𝑒𝑓𝑖𝑐𝑖𝑒𝑛𝑡𝑒𝑠 0.627 104 0.5687 96 -0.058
𝐸𝑓𝑒𝑖𝑡𝑜 𝐶𝑎𝑟𝑎𝑐𝑡𝑒𝑟í𝑠𝑡𝑖𝑐𝑎𝑠 -0.023 -4 0.0244 4 0.047
𝑆𝑒𝑙𝑒𝑡𝑖𝑣𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 -0.596 -0.480 0.116
𝐷𝑖𝑓𝑒𝑟𝑒𝑛ç𝑎 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙 0.008 100 0.113 100 0.105
Fonte: elaboração do autor a partir das estimações com bases nos dados dos censos demográficos de
2000/2010
Pelos resultados, os migrantes apresentam, de fato, características não observáveis como
ambição, persistência, determinação, entusiasmo e ousadia, além de atributos produtivos não
mensuráveis no mercado de trabalho que lhes conferem rendimentos superiores aos de não
migrantes em ambos os anos em análise. Com isso, além de serem eles positivamente
selecionados na região originária, dado que apresentam características que os tornam mais
propensos à migração, quando migram, eles ainda conseguem auferir melhores rendimentos no
mercado de trabalho, comparativamente a um não migrante.
4.5 – Considerações finais
O objetivo deste capítulo foi analisar se os migrantes intermunicipais brasileiros são um
grupo positivamente selecionado da população. Recorreu-se ao procedimento de Heckman em
dois estágios com correção de viés de seleção amostral para os dados dos censos de 2000 e de
2010.
Os resultados mostraram que os migrantes intermunicipais brasileiros são um grupo
positivamente selecionado da população do país. O inverso da razão de Mills mostra
significância estatística em 0,001 firmando a hipótese de seleção positiva migratória para os
migrantes brasileiros de data fixa nos dois censos em análises.
O primeiro estágio de Heckman mostra que a probabilidade de migração é maior para
os homens de raça/cor branca em 2000 e para não brancos em 2010. A probabilidade se reduz
112
com o aumento da idade e aumenta com a escolaridade, sendo os maiores coeficientes
associados à probabilidade de migração para os que têm curso superior completo de formação
nos dois censos em análises. Ou seja, se os indivíduos têm curso superior, a probabilidade de
ser migrante intermunicipal é de aproximadamente 18 pontos percentuais no primeiro e de 22
pontos percentuais no segundo ano estudado.
Em relação ao estado civil, a probabilidade se reduz com o casamento e com a posição
de responsável pelo domicílio, bem como entre aqueles que têm posição de filho nos domicílios
municipais brasileiros. Esses resultados convergem com os da literatura internacional, a qual
indica que a decisão de migração, depois da união conjugal, passa a ser de natureza familiar, e
que os responsáveis por domicílio ou cônjuges, com vínculos familiares mais fortes, acabam
tendo menor probabilidade de se tornar um migrante no território brasileiro.
No que se refere à região de residência, residir no Norte, no Sudeste, Sul e Centro-oeste
aumenta a probabilidade de ser migrante, comparativamente a um residente no Nordeste
brasileiro. Os valores assumidos pelos coeficientes mostram que, mesmo o Nordeste sendo uma
região potencialmente receptora de migrantes retornados nos últimos anos, sua característica de
região de expulsão prevalece. Ou seja, a probabilidade de um residente em outras regiões do
país ser um migrante é muito maior que a de um residente no Nordeste, uma vez que a região
foi, por muitas décadas, uma das principais regiões de evasão migratória em todo o país.
Na equação de rendimentos, segundo estágio de Heckman, os resultados convergem
com os da literatura nacional e internacional, mostrando que a renda é maior em favor dos
homens de raça/cor branca e cresce com a idade, mas de forma decrescente. Além disso, a renda
se eleva com a escolaridade, mostrando ser o investimento em capital humano uma importante
forma de auferir melhores rendimentos oriundos do trabalho no país. Ademais, a região de
ocupação tem importante influência sobre a renda do trabalho dos migrantes. Estar ocupado no
Sudeste e no Centro-Oeste brasileiro proporciona os maiores retornos salariais
comparativamente aos ocupados no Nordeste. Além disso, os ocupados no Norte e no Sul
também auferem rendimentos superiores aos ocupados no Nordeste.
Assim, os resultados apresentados pela decomposição corroboram que os migrantes
compõem um grupo positivamente selecionado da população e que, além de terem eles maior
probabilidade de migração e de melhores rendimentos do trabalho, quando migram, as
características não observáveis lhes conferem maior parcela nos rendimentos do trabalho,
mostrando serem eles mais motivados, persistentes e produtivos no mercado de trabalho
brasileiro.
113
114
CONCLUSÕES
Nesta tese, objetivou-se analisar as questões socioeconômicas que impactaram na
migração, na inserção socioeconômica de migrantes nos locais de destino, na condição de
atividade e nos diferenciais de rendimentos oriundos do trabalho. Levantou-se como hipótese
central a ser testada a de que a migração no Brasil, nos censos demográficos de 2000 e de 2010,
foi motivada pela questão econômica regional e resultou das ações individuais ou coletivas de
um grupo positivamente selecionado da população brasileira, detentores de características não
observáveis determinantes da decisão de migração.
Em cada um dos capítulos, foram levantadas as seguintes hipóteses centrais: (𝑖) os
condicionantes socioeconômicos regionais no país são importantes determinantes da dinâmica
migratória; (𝑖𝑖) os responsáveis pelos domicílios migrantes conseguem melhores condições de
inserção socioeconômica nos locais de destino, porém eles não conseguem, no curto prazo,
inserção equivalente aos não migrantes; (𝑖𝑖𝑖) mesmo sendo pessoas formalmente mais
instruídas, os migrantes se inserem no mercado de trabalho em condições inferiores aos não
migrantes; (𝑖𝑣) os migrantes auferem melhores rendimentos que os não migrantes devido,
sobretudo, a fatores não observáveis.
Os principais achados desta tese mostraram, a partir da primeira hipótese levantada e
diante das evidências empíricas, ser possível inferir que as transformações socioeconômicas
brasileiras dos anos 2000 apresentaram pouco impacto no processo de redução dos níveis de
desigualdades no país, bem como no que concerne às transformações nas estruturas sociais. As
melhorias sociais puderam ser observadas em várias dimensões de análise, mas não foram muito
significativas. E os níveis de desenvolvimento socioeconômico do país estão, de fato,
relacionados à migração.
Há concentração de migrantes nas áreas economicamente mais desenvolvidas, dada a
maior atratividade do mercado de trabalho nessas. Os fluxos se formam desde as áreas menos
desenvolvidas até as mais desenvolvidas, conforme a direção dos movimentos migratórios
nacionais descritos na literatura consultada. Ademais, pode-se se afirmar que os municípios
localizados em áreas economicamente mais desenvolvidas foram classificados como aqueles
com maior capacidade de retenção de migrantes. Inversamente, os municípios de onde se
originam os maiores fluxos de saída de migrantes estão localizados em áreas economicamente
menos desenvolvidas, conforme pôde ser constatado por meio da análise dos dados dos censos
de 2000 e 2010.
115
No que se refere à segunda hipótese levantada, os resultados sugerem que a maioria dos
migrantes responsáveis pelos domicílios insere-se de forma relativamente mais precária nos
locais de destino. Ou seja, a condição de migração pode lhes permitir melhores condições nos
locais de destino do que na origem. Porém, eles não conseguem, no curto prazo, ter uma
inserção socioeconômica equivalente à do não migrante, sugerindo que a melhora da situação
de vida da família migrante depende inicialmente da sua forma de inserção, comparada à dos
não migrantes.
Em relação à hipótese referente à condição de atividade, foi possível constatar que os
migrantes e não migrantes têm participação distinta nos locais de destino. A propensão de um
migrante trabalhar e estudar é menor que a de um não migrante, tanto em 2000 quanto em 2010.
Além disso, no ano de 2010, as chances de estar desocupado eram maiores para os migrantes.
Ou seja, eram afetados com maior propensão ao desemprego.
Também foi confirmada a hipótese de que os migrantes são um grupo positivamente
selecionado da população brasileira. A probabilidade de migração é maior para homens, para
os mais escolarizados, e cai com a idade e com a condição matrimonial e a posição no domicílio:
é menor para os casados e para os responsáveis pelos domicílios em ambos os anos. Ademais,
são maiores para residentes no Norte, Sudeste, Sul e Centro-Oeste comparativamente a um
residente no Nordeste brasileiro. Ou seja, apesar de elevar substancialmente sua participação
no cenário das migrações de retorno, o Nordeste ainda se caracteriza como área de fluxos de
saída, comparativamente às demais regiões brasileiras.
No que se refere aos rendimentos do trabalho, os migrantes apesentam substanciais
diferenciais de rendimentos pelas características socioeconômicas e demográficas, como os
demais grupos da população do país: os diferenciais de rendimentos são maiores em favor dos
homens de raça/cor branca, mais escolarizados e ocupados nas regiões Norte, Sudeste, Sul e
Centro-Oeste, comparativamente aos ocupados no Nordeste brasileiro.
Contudo, os retornos oriundos do trabalho dos migrantes são maiores, não por serem
mais escolarizados, mas pelo fato de os migrantes apresentarem características não observáveis
que lhes conferem melhores diferenciais de rendimentos do trabalho. O impacto positivo das
características não observáveis sobre os diferenciais de renda entre migrantes e não migrantes
corrobora a hipótese de que os migrantes são um grupo positivamente selecionado da região
originária. A renda dos migrantes é superior à dos não migrantes em ambos os anos.
Características não observáveis lhes conferem substanciais diferenças de rendimento no
116
mercado de trabalho brasileiro, sendo elas traduzidas como esforço, ambição, dedicação,
entusiasmo e motivação pela literatura econômica internacional e nacional.
É preciso ressaltar que a redução das disparidades regionais pode reduzir os fluxos
migratórios. Assim, se melhorar a distribuição de atividades produtivas ao longo do território
nacional, é possível que os fluxos se reduzam e que as pressões sobre taxas de desemprego e
sobre os salários nominas sejam eliminadas. Dessa forma, tanto altera o perfil da migração
quanto mudam-se as formas de inserção dos migrantes nos locais de destino, sendo possíveis
ganhos substanciais à população, uma vez que se reduz a pressão demográfica e se distribuem
melhor as oportunidades de trabalho no território nacional.
Assim, este estudo não apenas corrobora as conclusões da literatura existente, mas
também avançou na discussão sobre a migração intermunicipal brasileira recorrendo-se a
evidências empíricas relacionadas as questões de naturezas socioeconômicas e individuais
como potenciais determinantes da dinâmica migratória no país. Nesse sentido, sua principal
contribuição reside na compreensão de que, em economias em desenvolvimento, como a
brasileira, a migração não é motivada somente pelos desníveis regionais: é também fruto de
decisões individuais, influenciadas por características não observáveis que conferem aos
indivíduos maior propensão à decisão de migração, sendo essas decisões estreitamente
relacionadas à dinâmica econômica brasileira.
117
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
ALMEIDA, A. L. O; ALVES, L. F.; GRAHAM, S. M. (1995). Poverty de regulation and
employment in the informal sector of Mexico. World bank, education and social police
department, 1995.
ARAÚJO, T. B. (2000). Nordeste, Nordestes: que Nordeste? Ensaios sobre o
Desenvolvimento Brasileiro: heranças e urgências, Rio de Janeiro: Fase, 2000.
ARNESON, R. (1989). Equality and equal opportunity for welfare, Philosophical Studies,
n, 56, p, 77-93, 1989.
ATKINSON, A. (1970). On the measurement of inequality, Journal of Economic Theory,
v, 2, n, 3, p, 244-263, 1970.
AXELSSON, R.; WESTERLUND, O. (1998). A panel study of migration, self-selection
and household real income. Journal of Population Economics, v. 11, n. 1, p. 113-126, 1998.
AYDOS, M. R. (2010). Migrações Internas no Brasil Contemporâneo: reflexões teóricas e
analíticas dos principais fluxos interestaduais 1930-2008. In: XVI Semana PUR - IPPUR/UFRJ,
2010, Rio de Janeiro. XVI Semana PUR - IPPUR/UFRJ, 2010.
BAENINGER, R. A. (2005). São Paulo e suas migrações no final do século 20. Revista São
Paulo em perspectiva, v. 19, n. 3, p. 84-96, jul./set. 2005.
BAENINGER, R. A. (2012). Rotatividade Migratória: um novo olhar para as migrações
internas no Brasil, Rev, Inter, Mob, Hum,, Brasília, Ano XX, Nº 39, p, 77-100, jul,/dez, 2012,
BARROS, J. R. M.; GALVÃO, A. C. (2002). A política de industrialização do Nordeste
em face da Crise Econômica Brasileira. Revista Econômica do Nordeste, Fortaleza, V.33.n.
Especial, Julho de 2002.
BARROS, R. et al, (2009). Measuring inequality of opportunities in Latin America and the
Caribbean, Washington: World Bank, 2009.
BARROS, R. P. de; HENRIQUES, R.; MENDONÇA, R. (2000). Education and equitable
economic development. Economia, v. 1, n. 1, Jan. 2000.
BARROS, R. P.; FRANCO, S.; MENDONÇA, R. (2007). Discriminação e segmentação
no mercado de trabalho e desigualdade de renda no Brasil. Rio de Janeiro: Ipea, jul. 2007 (Texto
para Discussão, n. 1288).
BASKER, E. (2003). Education, job search and migration. Columbia: University of
Missouri, April 2003.
118
BASTOS, R. L. A. (2010). Desemprego Metropolitano no Brasil -1999-2007. Encontro
Nacional da Associação Brasileira de Estudos Populacionais – ABEP. Anais... Caxambú – MG.
BERGMANN, B. R. (1974). “Occupational segregation, wages and profits when employers
discriminate by race or sex”, Eastern Economic Journal, Vol. 1 No. 2, pp. 103-10.
BERGMANN, B.R. (1986). The Economic Emergence of Women, Basic Books, New
York, NY, 1996.
BIDERMAN, C.; GUIMARÃES, N. A. (2005). Desigualdades, discriminação e políticas
públicas: uma análise a partir de setores selecionados da atividade no Brasil. In: Cruz, M. H.
S.; Alves, A. A. C. F. (Org.). Feminismo, desenvolvimento e direitos humanos. Aracaju:
Redor/NEPIMG/UFS/FAP-SE, 2005. p. 31-60.
BIVAR, W. (1993). Aspectos da estrutura do desemprego no Brasil: composição por sexo
e duração. Rio de Janeiro: BNDES, XV Prêmio BNDES, 1993 (Dissertações de Mestrado).
BLAU, F.D. and KAHN, L.M. (2003). “Understanding international differences in the
gender pay gap”, Journal of Labour Economics, Vol. 21 No. 1, pp. 106-44, 2003.
BLINDER, A.S. (1973). Wage discrimination: reduced form and structural estimates.
Journal of Human Resources, Vol. 8, pp. 436-55, 1973.
BOHNENBERGER, R. (2005). Uma análise regional da discriminação de gênero e raça no
mercado de trabalho brasileiro – 1999 a 2001. 2005. Dissertação (Mestrado) – Universidade
Católica de Brasília, Brasília, 2005.
BORJAS, G, J. (1996). Labor economics, Massachusetts: McGraw-Hill, 1996.
BORJAS, G. (1987). Self-selection and the earnings of immigrants. American Economic
Review, Volume 77, pp. 531-553, 1987.
BORJAS, G. (1998). The Economic Progresso of immigrants, NBER Working Papers, nº
6506, 1998.
BOUDEVILLE, J. R. (1973). Os Espaços Econômicos. São Paulo; Saber Atual, 1973.
BRITO, F. (2006). O deslocamento da população brasileira para as metrópoles, Estudos
Avançados, v, 20, n, 57, p,221-236, 2006.
CACCIAMALI, M. C. (1992). Mudanças estruturais e na regulação do mercado de trabalho
no Brasil nos anos 80. IPE/USP, maio 1992 (Texto para Discussão Interna, 6).
CAETANO, A. J. (1995). Migração nos municípios das capitais da Região Norte na década de
70. Tese (Doutorado), Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional, Universidade Federal
de Minas Gerais, Belo Horizonte, 1995.
119
CAMARANO, A. A.; ABRAMOVAY, R. (1998). Êxodo rural, envelhecimento e
masculinização no Brasil: panorama dos últimos cinquenta anos. Revista Brasileira de Estudos
de População, Rio de Janeiro, v. 15, n. 2, p. 45-66, jul./dez. 1998.
CAMBOTA, J. N.; PONTES, P. A. (2012). O Papel da Migração Interna na Convergência
de Rendimentos do Trabalho no Brasil, no Período de 1994 a 2009, Revista EconomiA, Brasília
(DF), v,13, n,1, p,131–147, jan/abr 2012.
CAMERON, A.C., TRIVEDI, P.K. (2005). Microeconometrics: methods and applications.
Cambridge University Press, 2005.
CANÇADO, J. P. (1999). Migrações e Convergência no Brasil: 1960-91. RBE Rio de
Janeiro v. 53, nº 2: p. 211-236, abr./ jun. 1999.
CARD, D. (2001). Immigrant inflows, native outflows, and the local labor market impacts
of higher immigration. Journal of Labor Economics, v. 19, n. 1, p. 22-64, 2001a.
CARD, D. (2001). Is the new immigration really so bad? The Economic Journal, v. 115, p.
300-323, 2001b.
CARVALHO, A. P.; NÉRI, C. M.; SILVA, D. B. N.. (2006). Diferenciais de Salários por
Raça e Gênero no Brasil: Aplicação dos Procedimentos de Oaxaca e Heckman em Pesquisas
Amostrais Complexas. Anais... XV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP,
Caxambú-MG – Brasil, Setembro de 2006.
CAVALCANTI, D. M.; RAMOS, F. de S.. (2015). Igualdade de Oportunidade nas Regiões
Brasileiras: um estudo de sua evolução e composição, no período de 2002 a 2012. In: 43°
Encontro Nacional de Economia, 2015, Florianópolis. XLIII Encontro Nacional de Economia
– ANPEC. Anais…, 2015.
CHECCHI, D.; PERAGINE, V. (2010). Inequality of opportunity in Italy, Journal of
Economic Inequality, v, 8, nº 4, p, 429-450, 2010.
CHISWICK, B. (1978). The effect of Americanization on the earnings of foreign-born Man,
Journal Political Economy, v, 86, 1978.
CHISWICK, B. (1999). Are immigrants favorable self-selected? American Economic
Review, v 89, 1999.
CHRISTALLER, W. (1996). Central places in southern Germany. Trad. by Carlishe W.
Baskin. Englewood Cliffs: Prentice- Hall, 1996.
CORBACHO, A. (2000). “Labor markets in Central America: informal versus formal
sectors”. Harvard Institute for International Development, development Discussion Papers, n.
747.
120
CORSEUIL, C. et al. (1997). “Determinantes da evolução da estrutura do desemprego no
Brasil: 1986-1995.” Economia Aplicada. São Paulo: USP, v. (3), pp. 443-467.
CORSEUIL, C. et al. (1999). Desemprego regional no Brasil: uma abordagem empírica.
Revista de Economia Aplicada, v. 3(3), pp. 407-435, 1999.
CORSEUIL, C. H.; RIBEIRO, E. P.; SANTOS, D. D.; DIAS, R. (2002a). Criação,
destruição e realocação do emprego no Brasil. Texto para discussão Nº 855, Rio de Janeiro,
IPEA, 2002a.
CORSEUIL, C. H.; RIBEIRO, E. P.; SANTOS, D. D.; DIAS, R. (2002b). Job and worker
flows in Brazil. In: MENEZES-FILHO, N. A. (coord.). Labor market dynamics in Brazil. Final
Report, 2nd draft, Part I, Inter-American Development Bank Research Network, 11th round,
Fipe-USP, Sep. 2002b.
CRESPO, A. R. V.; REIS, M. C. (2004). Decomposição do componente de discriminação
na desigualdade de rendimentos entre raças nos efeitos idade, período e coorte. In: Encontro
Nacional de Centros de Pós-graduação em Economia da ANPEC, Natal, 2004.
CUTILLO, A; CECCARELLI, C. (2012). The internal relocation premium: are migrants
positively or negatively selected? Evidence from Italy. Journal of Applied Statistics. Vol. 39,
No. 6, June 2012.
DAHL, G. B. (2002). Mobility and the return to education: testing a Roy Model with
multiple markets. RCER Working Paper, University of Rochester - Center for Economic
Research (RCER), 2002.
DEDECCA, C. S.; ROSANDISKI, E. N. (2006). Recuperação econômica e geração de
empregos formais. Revista Parcerias Estratégicas – Número 22- Junho 2006.
DILL, H. C.; GONÇALVES, F. de O. (2012). Igualdade de Oportunidades no Brasil entre
1999 e 2009: estimação e decomposição através do valor de Shapley. Pesquisa e Planejamento
Econômico – PPE. Brasília, vol. 42, n.2, 2012.
DINIZ, C. C. (2001). A Questão Regional e as Políticas Governamentais no Brasil, Texto
para discussão, Nº 159, CEDEPLAR/UFMG, 2001.
DUSTMANN, C.; GLITZ, A. (2011). Migration and education. Centre of Research and
Analysis of Migration, Discussion Paper Series, n.5, 2011.
DWORKIN, R. (1981). What is equality? Part 2: Equality of resources, Philosophy and
Public Affairs, v, 10, p, 185-246, 1981.
121
FERNANDES, R.; MENEZES-FILHO, N, A. (2000). A evolução da desigualdade de
rendimentos no Brasil metropolitano entre 1983 e 1987, Estudos Econômicos, v, 30, p, 549-
569, 2000.
FERNANDES, R.; NARITA, R. (2001). Instrução superior e mercado de trabalho,
Economia Aplicada, v, 5, n, 1, 2001.
FERREIRA, A. H. B.; DINIZ, C. C. (1995). Convergência entre as rendas per capita no
brasil. Revista de Economia Política, v 15, nº 4 (60), 1995.
FIESS, N.; VERNER, D. (2003). Migration and human capital in Brazil during the 1990´s.
World Bank Policy Research Working Paper, n. 3093, 2003.
FIGUEIREDO, E. A.; SILVA, C. R. F.; REGO, H. O. (2012). Desigualdade de
oportunidades no Brasil: efeitos diretos e indiretos. Revista Economia Aplicada, v. 16, n. 2, pp.
237-254, 2012.
FIGUEIREDO, E.; ZIEGELMANN, F. (2010). Estimation of opportunity inequality in
Brazil using nonparametric local logistic regression, Journal of Development Studies, v, 46, nº
9. p, 1,593-1,606, 2010.
FRAGUGLIA, R. da S.; PROCÓPIO, T. S. (2013). Efeitos da mudança de emprego e da
migração interestadual sobre os salários no Brasil formal: evidências a partir de dados em
painel. Revista Pesquisa e Planejamento Econômico – PPE, v. 43, nº. 2, agosto, 2013.
FREGUGLIA, R, S.; MENEZES FILHO, N. A. (2012). Inter-regional wage differentials
with individual heterogeneity: evidence from Brazil, Ann Reg Sci (2012) 49:17–34.
FREGUGLIA, R, S.; MENEZES-FILHO, N. A.; SOUZA, D. B. de. (2007). Diferenciais
Salariais Inter-regionais, Interindustriais e Efeitos Fixos Individuais: Uma Análise a Partir de
Minas Gerais, Estudos Econômicos, São Paulo, v, 37, n, 1, p, 129-150, janeiro-março 2007.
FREGUGLIA, R. S. (2007). Efeitos da migração sobre os salários no Brasil. Tese (Doutorado
em Teoria Econômica) – Faculdade de Economia, Administração e Contabilidade, Universidade de
São Paulo. São Paulo, 2007.
FREIJE, S. (2001). El empleo informal en America Latina y el Caribe: causas,
consecuencias y recomendaciones de política. Banco Interamericano de Desarrollo, Primer
Seminario Tecnico de Consulta Regional sobre Temas Laborales, 2001.
FUNKHOUSER, E. (1996). The urban informal-sector in Central America: Household
survey evidence. World Development, v. 24 (11), pp. 1.737-1.751, 1996.
FURTADO, C. (2007). Formação Econômica do Brasil. 14.ed. São Paulo, Companhia das
Letras, 2007.
122
GAMA, L. C. D. (2012). O Programa Bolsa Família pode influenciar a decisão de migrar?
Uma análise para o estado de Minas Gerais. XV Seminário sobre a economia mineira.
Diamantina. Anais… Belo Horizonte: CEDEPLAR, 2012.
GAMA, L. C. D.; MACHADO, A. F. (2014). Migração e rendimentos no Brasil: análise
dos fatores associados no período intercensitário 2000-2010. Estudos Avançados, São Paulo, v.
28, n. 81, p. 155-174, 2014.
GAUDEMAR, J. P. (1997). Mobilidade do trabalho e acumulação do capital, Lisboa:
Editorial Estampa, 1977.
GOLGHER, A. B. (2006). Diagnóstico do processo migratório no Brasil 4: migração entre
municípios, Belo Horizonte: UFMG/Cedeplar, 2006. (Textos para discussão, 285).
GONÇALVES, M. E.; PEREZ, E. R.; WAJNMAN, S. (2004). Taxas de participação
(formal e informal) feminina no mercado de trabalho das regiões Sudeste e Nordeste: uma
análise a partir das PNADs, 1992-2002. XIV Encontro Nacional de Estudos Populacionais.
Anais..., ABEP, 2004.
GRAHAM, D. H. (1977). Divergent and Convergent Regional Economic Growth and
Internal Migration in Brazil: 1940-1960. Economic Development and Cultural Change, v. 18,
n. 3, p. 362–382, 1970.
GREEN, F.; DICKERSON, A. e ARBACHE, J. (2001). A picture of wage inequality and
the allocation of labor through a period of trade liberalization: the case of Brazil. World
Development, v. 29, nº 11, 1923–1939, 2001.
GUIMARÃES NETO, L. (1997). Desigualdade e políticas regionais no Brasil: caminhos e
descaminhos, Planejamento e políticas públicas, Brasília, IPEA, Nº 15, 1997.
GUIMARÃES, E. N.; LEME, H. J. de C. (2002). Caracterização histórica e configuração
espacial da estrutura produtiva do Centro Oeste. In: HOGAN, D. J. (org). Migração e ambiente
no Centro-Oeste. - Campinas: Núcleo de Estudos de População/UNICAMP: PRONEX, 2002.
322 p.
HARRIS, J, H.; TODARO, M. P. (1980). Migração, desemprego e desenvolvimento: uma
análise com dois setores, In: MOURA, H, A, (Org,), Migração interna, textos selecionados:
teorias e métodos de análise, Fortaleza: BNB, tomo 1, 1980, p, 173-209.
HECKMAN, J. (1976). The common structure of statistical models of truncation, sample
selection and limited dependent variables and a simple estimator for such models. Annals of
Economic and Social Measurement, Vol. 5 No. 4, pp. 475-92, 1976.
123
HECKMAN, J. (1979). “Sample selection bias as a specification error”, Econometrica, Vol.
47, pp. 153-63, 1979.
HIRATA, H. (2009). “A precarização e a divisão internacional e sexual do trabalho.”
Revista Sociologias. Porto Alegre, ano 11, nº 21, pp. 24-41, 2009.
HIRSCH, B.T.; SCHUMACHER, E.J. (1992). Labor earnings, discrimination, and the
racial composition of jobs, Journal of Human Resources, Vol. 27, pp. 426-70, 1992.
HOFFMANN, R. (2009). Desigualdade da distribuição da renda no Brasil: a contribuição
de aposentadorias e pensões e de outras parcelas do rendimento domiciliar per capita. Economia
e Sociedade (UNICAMP), v. 18, p. 213-231, n. 2009.
HOFFMANN, R. (2017). Medidas de polarização da distribuição da renda e sua evolução
no Brasil de 1995 a 2013. Economia e Sociedade (UNICAMP), v. 26, p. 165-186, n. 2017.
ISARD, W. (1962). Méthodes D’analise Régionale. Paris: Dunod, 1962.
JAIN, A. K.; MURTY, M. N.; FLYNN, P. J. (1999). Data Clustering: A Review, ACM
Computing Surveys 31 (3), 264–322, 1999.
JAKOB, A. A. E.; BARÊA, V. R. (2000). Mobilidade populacional intrametropolitana de
Goiânia no período 1970-1991. XII Encontro de Estudos Populacionais. Anais..., Caxambu
(MG), 2000.
JAKOB, A. A. E.; JAKOB, R. O. S. E. (2015). A migração recente na Amazônia brasileira:
como analisar? In: XXX Congresso da Associação Latino americana de sociologia –ALAS.
Anais..., Costa Rica, 2015.
JATOBÁ, J.; ANDRADE, E. G. L. de. (1993). Desregulamentação do Mercado e das
Relações de Trabalho no Brasil: potencial e limitações. Instituto de Pesquisa Econômica
Aplicada – IPEA, Texto para Discussão Nº 312, Brasília DF, Agosto de 1993.
JUSTO, W. R.; SILVEIRA NETO, R. M. (2008). Quem são e para onde vão os migrantes
no Brasil? O perfil do migrante interno brasileiro. In: Anais do XXXVI Encontro Nacional de
Economia. Anais..., ANPEC, Salvador, 2008.
JUSTO, W.R.; FERREIRA, R. A; LIMA, C. F.; MARTINS, G.N. (2012). Os determinantes da
migração e da migração de retorno intermunicipal no Brasil. In: XL Encontro Nacional de economia
- ANPEC, Porto de Galinhas, 2012.
JUTTEL, L. P. (2007). Norte e Centro-Oeste, novos pólos de migração. Cienc. Cult. v.59
n.4, São Paulo, 2007.
KASSOUF, A. L. (1998). Wage gender discrimination and segmentation in the Brazilian
labor market. Economia Aplicada, v. 2, n. 2, p. 243-269, 1998.
124
KIM, C. (2010). “Decomposing the Change in the Wage Gap Between White and Black
Men Over Time, 1980-2005: An Extension of the Blinder-Oaxaca Decomposition Method.”
So-ciological Methods Research, 38 (4), 619–651, 2010.
KRANICH, L. (1996). Equitable opportunities: an axiomatic approach, Journal of
Economic Theory, v, 71, p, 132-147, 1996.
LAM, D.; LEVINSON, D. (1990). Idade, experiência e diferenciais de renda no Brasil.
Pesquisa e Planejamento Econômico, Rio de Janeiro, v. 20, n. 2, 1990.
LANGONI, C. (1973). Distribuição de renda e desenvolvimento no Brasil, Rio de Janeiro:
Expressão e Cultura, 1973.
LAVINAS, L. (1997). Emprego Feminino: o que há de novo e o que se repete. Revista de
Ciências Sociais, Rio de Janeiro, v.40, n.1, p.41-63, 1997.
LEAL, C.; WERLANG, S. (1991). Educação e distribuição de renda. In: Camargo, J. M.;
Giambiagi, F. (Orgs.). Distribuição de renda no Brasil. Rio de Janeiro: Paz e Terra, 1991.
LEE, E, S. (1980). Uma teoria sobre a migração, In: MOURA, H, A, (org), Migração
interna: textos selecionados, Fortaleza: Banco do Nordeste do Brasil S/A, 1980.
LEME, M.; WAJNMAN, S. (2000). Só estudar, só trabalhar, fazer ambas as coisas ou não
fazer nenhuma delas? A decisão de alocação de tempo dos jovens brasileiros, Trabalho
apresentado no XXI Encontro Brasileiro de Econometria, 2000.
LEWIS, A. (1969). Desenvolvimento com oferta ilimitada de mão-de-obra. In:
AGARWALA, A. N.; SINGH, S.P. (1969). A economia do subdesenvolvimento. Rio de
Janeiro: Forense, 1969.
LIMA, A. C. da C.; HERMETO, A. M.; SIMÕES, R. (2011). Migração e inserção no
mercado de trabalho: uma abordagem multinomial para a população economicamente ativa do
Brasil. In: XXXIX Encontro Nacional de Economia, 2011, Foz do Iguaçu. Anais do XXXIX
Encontro Nacional de Economia, 2011.
LIMA, E. E. C. de; BRAGA, F. G. (2013). Da rotatividade migratória à baixa migração:
uma análise dos padrões da mobilidade populacional no Brasil de 1995-2000. Revista Brasileira
de Estudos da População, Rio de Janeiro, v. 30, n. 1, p. 57-75, jan./jun. 2013.
LIMA, L. C.; VALE, A. L. F. (2001). Migração e mudança social: influência do migrante
do sertão nordestino no Norte do Brasil. Revista Scripta Nova, Nº 94, (82), 2001.
LOBO, C.; MATOS, R. (2011). Migrações e a dispersão espacial da população nas Regiões
de Influência das principais metrópoles brasileiras, R, bras, Est, Pop,, Rio de Janeiro, v, 28, n,
1, p, 81-101, jan,/jun, 2011.
125
LUCE, R. D. (1959). (1959): Individual Choice Behavior a Theoretical Analysis, John
Wiley and sons, 1959.
MACIEL, F. T.; OLIVEIRA, A. M. H. C. (2011). A migração interna e seletividade: Uma
aplicação para o Brasil. In: Anais do Encontro Nacional de Economia da ANPEC, 2011, Foz
do Iguaçu, Paraná, 2011.
MAIA, A. G. (2006). Distribuição de classes no Brasil: uma nova dimensão para a análise
da estrutura social. Universidade Estadual de Campinas – UNICAMP, (Tese de Doutorado em
Economia aplicada), 2006.
MAIA, A. G. (2013). Estrutura de ocupações e distribuição De rendimentos: uma análise
da Experiência brasileira nos anos 2000. Revista de Economia Contemporânea, Rio de Janeiro,
v. 17, n. 2, p. 276-301, mai-ago/2013.
MAIA, A. G.; QUADROS, W. J. (2009). Tipologia municipal de classes sócio-
ocupacionais: uma nova dimensão para análise das desigualdades territoriais no Brasil. Revista
de Economia e Sociologia Rural (Impresso), v. 47, p. 397-428, n. 2009.
MAIA, A. G.; SAKAMOTO, A. (2015) Occupational structure and socioeconomic
inequality: a comparative study between Brazil and the United States. Economia e Sociedade,
v. 24, p. 229-261, n. 2015.
MARCOULLIER, D.; RUIZ de CASTILLA, V.; WOODRUFF, C. (1997). “Formal
measures of the informal-sector wage gap in Mexico, El Salvador and Peru.” Economic
development and cultural change, v. 45(2), pp. 367-392.
MÁRQUEZ, G.; PAGÉS, C. (1998). “Ties that Bind: Employment Erotection and Labor
Market Outcomes in Latin America.” Working Paper 373. Washington: Inter-American
Development Bank, 1998.
MARTINE, G. (1984). Os dados censitários sobre migrações internas: evolução e
utilização, IV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, Anais... ABEP, v2, Águas de São
Pedro, 1984.
MARTINE, G. (1990). Brazil, In: CHARLES B. N.; WILLIAM J. International
Handbookof Internal Migration, 1990.
MARTINE, G. (1997). Migração e metropolização, São Paulo em Perspectiva, São Paulo,
Fundação Seade, v, 1, n, 2, p, 28-31, jul,/set, 1987.
MARTINE, G; CAMARGO, L. (1984). Crescimento e distribuição da população brasileira:
tendências recentes. Revista Brasileira de Estudos de População, Campinas, Abep, v. 1, n. 2, p.
99-143, jan./dez. 1984.
126
MATA, D. da; OLIVEIRA, C. W. de; PIN; C.; RESENDE, G. M. (2007). Quais
características das cidades determinam a atração de migrantes qualificados? Revista Econômica
do Nordeste, Fortaleza, v, 38, nº 3., 2007.
MATOS, R. E. S. (2002). A contribuição dos migrantes em áreas de desconcentração
demográfica do Brasil contemporâneo, Revista Brasileira de Estudos de População, v, 19, n, 1,
p, 49-72, 2002.
MENEZES, O. (2003). Migrações: III Recenseamento Geral da População e da Habitação
de 2001. Instituto Nacional de Estatísticas, São Tomé e Príncipe, 2003.
MENEZES, T.; FERREIRAJÚNIOR, D. (2003). Migração e Convergência de Renda,
Texto para Discursão – Nereus 13-2003, São Paulo.
MENEZES-FILHO, N. A. (2001). Educação e desigualdade, In: Lisboa, M,, Menezes-
Filho, N, (orgs,), Microeconomia e sociedade no Brasil, Rio de Janeiro: EPGE, 2001.
MENEZES-FILHO, N. A. (Org.). Microeconomia e sociedade no Brasil. Rio de Janeiro:
Contra Capa/ FGV, p. 13-50, 2001.
MINCER, J. (1971). Shooling, experience, and earnings. New York: National Bureau of
Economic, 1971. <http:www.nber.org>. Acesso em: outubro de 2016).
MINCER, J. (1978). Family Migration Decisions. The Journal of Political Economy, v. 86,
n. 5, out/1978, p. 749-773, 1978.
MINGOTI, S. A. (2005). Análise de dados através de métodos de estatística multivariada:
uma abordagem aplicada. Belo Horizonte - Minas Gerais: Editora UFMG, 297p. 2005.
MOURA, H. A. de. (1999). A migração nordestina em período recente - 1981/1996.
Cadernos de Estudos Sociais, Recife, Fundaj, v. 15, n. 1, p. 101-148, jan./jun. 1999.
MYRDAL, G. (1956), “Economic theory and the underdeveloped regions”, London, 1956.
NERI, M.; THOMAS, M. (2000), The effects of idiosyncratic shocks to father’s income on
child labor, school drop-outs and repetition rates in Brazil, Trabalho apresentado no XXI
Encontro Brasileiro de Econometria, 2000.
NETTO JÚNIOR, J. L. da S.; PORTO JUNIOR, S. da S.; FIGUEIRÊDO, E. A. de. (2008).
Migração e distribuição de capital humano no Brasil: mobilidade intergeracional educacional e
intrageracional de renda, Revista Econômica do Nordeste, Fortaleza, v. 39, nº 4, out-dez, 2008.
NEUMAN, S.; SILBER, J. G. wage discrimination across ethnic groups: evidence from
Israel. Economic Inquiry, Vol. XXXIV, October, 648-661, 1996.
OAXACA, R.L. (1973). Male-female wage differentials in urban labor markets.
International Economic Review, Vol. 14, pp. 693-709, 1973.
127
OAXACA, R.L.; RANSOM, M.R. (1988). Searching for the effect of unionism on the
wages of union and nonunion workers. Journal of Labor Research, Vol. 9, pp. 139-48, 1988.
OLIVEIRA, A. M. H. C.; RIOS-NETO, E. L. G. Tendências da desigualdade salarial para
coortes de mulheres brancas e negras no Brasil. Estudos Econômicos, São Paulo, v. 36, n. 2, p.
205-236, abr./jun. 2006.
OLIVEIRA, K. F. de; JANNUZZI, P. de M. (2005). Motivos para migração no Brasil e
retorno ao nordeste: padrões etários, por sexo e origem/destino. São Paulo em Perspectiva
(Impresso), v. 19, p. 134-143, n. 2005.
OLIVEIRA, L. A. P. de (Org.); OLIVEIRA, A. T. R. (2011). (Org.). Reflexões sobre os
deslocamentos populacionais no Brasil. 1. ed. RIO DE JANEIRO: FUNDAÇÃO IBGE, 2011,
v. 1. 103p.
ORELLANO, V. I. F.; PAZELLO, E. T. (2006). Evolução e determinantes da rotatividade
da mão de obra nas firmas da indústria paulista na década de 1990. Revista Pesquisa e
Planejamento Econômico, v.36, n.1, abril, 2006.
PACHECO, C. A. (1998). Fragmentação da nação, Campinas, SP: UNICAMP IE, 1998.
PACHECO, C. A. (1999). Novos padrões de localização industrial? Tendências recentes
dos indicadores de produção e do investimento industrial, Brasília – IPEA, Texto para discussão
Nº 633, 1999.
PACHECO, C. A.; PATARRA. N. (1997). Movimentos migratórios nos anos 80: novos
padrões? Encontro Nacional da Associação Brasileira de Estudos da População – ABEP,
Anais... Curitiba, 1997.
PERROUX, F. (1955). Les Espaces Économiques. Économie Appliquée, Nº3, p. 225-244,
1955.
QUEIROZ, S. N. de.; BAENINGER, R. A. (2013). Migração de retorno: o caso recente das
migrações cearenses. Revista Econômica do Nordeste, v. 44, p. 833-850, 2013.
QUEIROZ, S. N; SANTOS, J. M. (2011). Saldos Migratórios: Uma Análise por Estados e
Regiões do Brasil (1996-2006). Revista Econômica do Nordeste, v. 42, p. 309-332, 2011.
RAMALHO, H. M. B. (2005). Migração, seleção e desigualdade de renda: evidencias para
o Brasil metropolitano a partir do censo demográfico de 2000, Universidade Federal da Paraíba
– Programa de Pós-Graduação em Economia (Dissertação de Mestrado), 2005.
RAMOS, L.; TRINDADE, C. Educação e desigualdade de salários no Brasil: 1977/89.
RAWLS, J. (1971). A theory of justice, Cambridge: Harvard University Press, 1971.
128
REIS, J.; BARROS, R. (1991). Wage inequality and the distribution of education, Journal
of Development Economics, v. 36, p, 117-143, 1991.
RIBEIRO, E. (2001). Rotatividade de trabalhadores e criação e destruição de postos de
trabalho: aspectos conceituais. Rio de Janeiro: IPEA, 2001 (Texto para Discussão, 820).
RIBEIRO, E. P.; BASTOS, V. M. (2004). Viés de Seleção, Retornos à Educação e
Migração no Brasil. In: XXVI Encontro Brasileiro de Econometria, Anais..., 2004.
RICHARDSON, H. W. (1973). Elementos de economia regional. Rio de Janeiro: Zahar,
1973.
ROCHA, M.; BITTENCOURT, M.; CAMPOS, M. (2010). A evolução das desigualdades
por categorias de escolaridades entre 1996 e 2004: uma análise com regressões quantílicas.
Revista de Economia Contemporânea, Rio de Janeiro, v. 14, n. 1, p. 141-166, jan./abr. 2010.
ROOT, B. D.; DE JONG, G. F. (1991). Family Migration in a Developing Country.
Population Studies, v. 45, n. 2, pp. 221-233, 1991.
SANTOS JUNIOR, E. R. (2002). Migração e seleção: o caso do brasil, Escola de Pós-
Graduação em Economia da Fundação Getúlio Vargas, (Dissertação de Mestrado) Rio de
Janeiro, 2002.
SANTOS JUNIOR, E. R. (2002). Migração e seleção: o caso do brasil. Escola de Pós-
Graduação em Economia da Fundação Getúlio Vargas. (dissertação de Mestrado) Rio de
Janeiro, 2002.
SANTOS, C.; FERREIRA, P. C. (2007). Migração e distribuição regional de renda no Brasil.
Pesquisa e Planejamento Econômico, v. 37, n. 3, p. 405-425, 2007.
SANTOS, D.; BARROS, R. P. de, MENDONÇA, R.; QUINTAES, G. (2001).
Determinantes do desempenho educacional do Brasil. Revista Pesquisa & Planejamento
Econômico, v. 31, n. 1, p. 1-42, 2001.
SANTOS, L. M. dos; MOREIRA, I. T. (2006). Condições do Mercado de Trabalho no setor
de serviços no Nordeste. XV Encontro Nacional de Estudos Populacionais – ABEP. Anais...
Caxambu – MG- Brasil, de 18 a 22 de setembro de 2006.
SAWYER, D. R. (1984). Fluxo e refluxo da fronteira agrícola no Brasil: ensaio da
interpretação estrutural e espacial. Revista brasileira de Estudos da População, v 1, nº 2, dez,
1984.
SILVA FILHO, L. A. (2011). Mercado de Trabalho e Estrutura Sócio-ocupacional: estudo
comparativo entre as regiões metropolitanas de Fortaleza, Recife e Salvador – 2001-2008.
129
Dissertação de Mestrado em Economia. Universidade Federal do Rio Grande do Norte, 2011,
131 p.
SILVA FILHO, L. A. (2016). Labour market and turnover in the industrial employment in
the Brazilian Northeast region. Investigación Económica, vol. LXXV, núm. 295, enero/marzo
de 2016, pp. 203-230.
SILVA FILHO, L. A.; CLEMENTINO, M. L. M. (2013). Perfil Sócio-ocupacional nas
Regiões Metropolitanas do Nordeste Brasileiro - 2001/2008. Revista Mercator, Fortaleza, v.
12, n. 28, p.35-53, mai./ago., 2013.
SILVA FILHO, L. A.; MIYAMOTO, B. C. B.; MAIA, A. G. (2017). Condicionantes
socioeconômicos da imigração nos municípios do estado da Bahia - 2000/2010. Revista
Desenbahia, v. 14, p. 29-57, 2017.
SILVA FILHO, L. A.; SILVA, F. J. F.; QUEIROZ, S. (2015). Nordeste industrial: a
fragmentação territorial de uma região periférica. Revista Econômica do nordeste, v. Fortaleza,
v. 46, n. 2, p. 9-24, abr. - jun., 2015.
SILVA, Y. C. L.; SILVA FILHO, L. A.; CAVALCANTI, D. M. (2016), Migração, seleção
e diferenciais de renda na região Norte do Brasil em 2010, XX Encontro da Associação
Brasileira de Estudos da População – ABEP, Anais... Foz do Iguaçu – PR, 2016.
SINGER, P. (1980). Migrações internas: considerações teóricas sobre o seu estudo, In:
MOURA, H, A, (org), Migração interna: textos selecionados, Fortaleza: Banco do Nordeste do
Brasil S/A, 1980.
SJAASTAD, L. A. (1962). The costs and returns of human migration. Journal of Political
Economy, v. 70, n. 5, p. 80-93, 1962.
SJAASTAD, L. A. (1980). Os custos e os retornos da migração, In: MOURA, H, A, (org),
Migração interna: textos selecionados, Fortaleza: Banco do Nordeste do Brasil S/A, 1980.
SOARES, S. (2006). Análise de bem-estar e decomposição por fatores da queda na
desigualdade entre 1995-2004. Econômica, Rio de Janeiro, v. 8, n. 1, jun. 2006.
SOARES, S. S. D. (2000). O perfil da discriminação no mercado de trabalho: homens
negros, mulheres brancas e mulheres negras. Brasília: Ipea, nov. 2000 (Texto para Discussão,
n. 769).
SOUZA, A, M.; SILVA. N. V. (1994). Origem familiar, qualidade da educação e escolas
públicas em São Paulo: relações e efeitos nas transições escolares, Pesquisa e Planejamento
Econômico, Rio de Janeiro, v, 24, n, 1, p, 97-114, abril, 1994.
130
TAYLOR, J. E. (1999). The new economics of labor migration and the role of remittances
in the migration process. International Migration 37:63-88, 1999.
THEODORIDIS, S.; KOUTROUMBAS, K. (1998). Pattern Recognition, San Diego:
Academic Press, 1998.
TODARO, M. P. (1980). A migração de mão de obra e o desemprego urbano em países
desenvolvidos, In: MOURA, H, A, (org), Migração interna: textos selecionados, Fortaleza:
Banco do Nordeste do Brasil S/A, 1980.
UNITED NATIONS – (ONU). (1970). Methods of Measuring Internal Migrations.
Manuals VI, Manuals no Method of estimating population. Populations Studies, Nº 47, New
York, 1970.
VASCONCELLOS, I, R, P.; RIGOTTI, J. I. R. (2005). Migrações entre os municípios
brasileiros, a partir das informações dos censos demográficos de 1991 e 2000, In: IV Encontro
Nacional sobre Migrações, 2005, Rio de Janeiro, Anais IV Encontro Nacional sobre Migrações,
Campinas: ABEP, 2005, v, 3, p, 1-19.
VELLOSO, J. (1975). Human capital and market segmentation: an analysis of the
distribution of earnings in Brazil. Stanford, CA: Stanford University, 1975. Unpublished Ph.D.
dissertation.
WAJNMAN, S. PERPÉTUO, I. H. (1997). A redução do emprego formal e a participação
feminina no mercado de trabalho brasileiro. Nova Economia, Belo Horizonte, v.7, n.1, 1997.
WAJNMAN, S.; QUEIROZ, B. L.; LIBERATO, V. C. (1998). O crescimento da atividade
feminina nos anos noventa no Brasil. XI Encontro Nacional de Estudos Populacionais. Anais...,
1998.
WOOD, C. H. (1982). Equilibrium and historical structural perspectives on migration,
International Migration Review, V, 16, nº 2, 1982.
WOOLDRIDGE, J. M. (2006). Introdução à Econometria – uma abordagem moderna, São
Paulo: Pioneira Thompson Learning, 2006.