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OS ARRANJOS FAMILIARES IMPORTAM NO MOMENTO DE DECIDIR EM QUAL REDE DE ENSINO MATRICULAR OS FILHOS?

Júlia Sbroglio Rizzotto 1

Marco Túlio Aniceto França¹Gustavo Saraiva Frio¹

RESUMOO presente trabalho tem como objetivo analisar se os arranjos familiares (monoparentais ou casais podendo ser chefiadas pelo homem ou pela mulher) afetam na escolha parental de qual rede de ensino (pública ou privada) matricular os filhos. Para essa análise foram utilizados dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) do ano de 2015. Os resultados apontaram para dissemelhanças entre os arranjos familiares e essas podem ser explicadas pelas diferenças nas preferências dos indivíduos assim como na renda familiar. Além disso, encontrou-se que o filho homem tem menores chances de estudar em uma rede privada caso esteja em um arranjo casal feminino ou em um monoparental feminino. Esse resultado pode mostrar uma preferência da mãe em incentivar o estudo da filha em uma tentativa de empoderá-la. Adicionalmente, observou-se que as chances de estudar na rede particular são menores conforme aumentam os níveis de ensino. Palavras chave: arranjos familiares, rede de ensino, logit, ordem de nascimento.CÓDIGOS JEL: I24; I25; D19

ABSTRACTThe purpose of this study is to analyze whether family arrangements (single parents or couples, headed by a man or a woman) affect the parental choice of which school (public or private) to enroll the children in. The data from the 2015 National Household Sample Survey (PNAD) were used for this analysis. The results point out dissimilarities between family arrangements and these can be explained by differences in individuals’ preferences as well as by family income. In addition, it was found that the male child is less likely to study in a private school if he belongs to a female couple arrangement or to a female single parent. This result may indicate the mother’s preference to encourage the daughter to study in an attempt to empower her. In addition, it was observed that the chances of studying in the private school system are lower as education levels increase.Key words: Family arrangement, school network, logit, birth order

RESUMENEl objetivo de este trabajo es analizar como la estructura de las familias (monoparentales, casados siendo el jefe de hogar hombre o mujer) afecta la elección del tipo de institución (pública o privada) en el cual serán matriculados los hijos. Los datos utilizados en este artículo son tomados de la Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) para el año 2015. Los resultados muestran que las diferencias entre las conformación de las familias pueden ser explicadas por las preferencias entre los individuos, así como por la renta familiar. Así mismo, se encontró que el hijo hombre tiene menores oportunidades de estudiar en una institución privada si el jefe de hogar es mujer o una familia monoparental femenina. Este resultado evidencia la preferencia de la madre a incentivar el estudio en la hija mujer, esperando como resultado un empoderamiento de esta. Adicionalmente, se observó que los chances de estudiar en las instituciones privadas son menores conforme aumentan los grados educativos.Palabras clave: estructura familiar, instituciones de educación, logit, orden entre Hermanos

Área 7: Microeconomia e Organização Industrial

1 Pontifícia Universidade Católica do Rio Grande do Sul (PUC-RS)

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1 INTRODUÇÃO

O arranjo familiar tradicional, segundo Fontes et al. (2016), vêm declinando gradativamente no mundo ocidental, inclusive no Brasil. No estudo que compara as tendências demográficas no período 1940-2000, o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE, 2007) mostrou que a família tradicional constituída por casal com filhos reduziu de 61,9% no Censo de 1970 para 49,4% no Censo de 2010. Enquanto que as famílias monoparentais femininas, se consideradas apenas famílias com filhos, são o segundo maior tipo de arranjo familiar no Censo de 2010, com 12,2%, contra 7,9% em 1970. As famílias monoparentais masculinas passaram de 1,5% em 1970 para 1,8% em 2010. O estudo também mostrou que entre 1981 e 2011 a porcentagem de mulheres responsáveis pelo domicílio saltou de 16,9% para 37,5%.

Esse fato pode se tornar relevante para desenhar políticas públicas, pois, de acordo com Barros et al. (1997) nos países desenvolvidos assim como nos em desenvolvimento, as famílias cujo responsável é feminino possuem características demográficas, sociológicas e microeconômicas diferentes daquelas com responsável masculino. Segundo Thomas (1994), os pais e as mães alocam de formas diferentes os recursos familiares entre os filhos no Brasil, pois, enquanto as mães beneficiam as filhas, os pais direcionam os recursos para os filhos.

De acordo com Becker (1993), a renda, as preferências familiares (dentre elas, o número de filhos) impactam os determinantes dos investimentos em cada criança, uma vez que o custo de se investir nelas é afetado por suas características e habilidades naturais. Dessa forma, as escolhas parentais de educação podem acarretar em problemas de estratificação educacional que seriam gerados pelas desigualdades na qualidade de ensino podendo perdurar entre as próximas gerações (ALVES, 2010; FERREIRA, 2001; GLOMM, 1997).

Menezes-Filho e Pazello (2004) destacam que a qualidade educacional recebida pelas crianças no Brasil é distinta. Aquelas que estão matriculadas no sistema público acessam, em média, unidades escolares de qualidade inferior quando comparada às escolas privadas. Embora os retornos educacionais sejam elevados e o acesso ao primeiro ano escolar seja quase universal, as crianças de famílias mais pobres tendem a abandonar os estudos antes da sua conclusão devido aos baixos incentivos a permanecer na escola.

O arranjo monoparental feminino vem ganhando espaço no Brasil (IBGE, 2007). Entretanto, esse tipo de arranjo tem um nível socioeconômico inferior se comparado com os casais. Além disso, habitam domicílios que possuem dormitórios e renda per capita menores. Lavinas e Nicoll (2006) apontam o elevado percentual de família nesse arranjo que ocupam os menores decis de renda.

O objetivo do artigo será analisar se os arranjos familiares afetam as chances relacionadas a escolha da rede de ensino em que a criança será matriculada. Além disso, consideraremos se as chances se modificam segundo o nível de ensino, o sexo e a ordem de nascimento da criança, pois, os investimentos parentais podem ser diferentes segundo as suas preferências. Para isso, a estratégia empírica será o uso do modelo logit e a fonte dos dados será a Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) referente ao ano de 2015, a mais recente divulgada pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE).

O motivo para o uso da PNAD se deve a Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) 2008-09 (a mais recente) não conter os gastos individuais por criança e sim, os gastos educacionais por família. Esse dado se faz necessário para analisar o comportamento da ordem de nascimento sobre os arranjos familiares. Dessa forma, se assume que, a escolha da família em matricular a criança na rede privada ou pública, está correlacionada com diferentes propensões em realizar os gastos em educação.

Os principais resultados mostram que nos arranjos monoparentais femininos, ocorre investimento privado na educação das meninas, embora estejam em domicílios menores e

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com renda per capita inferior aos demais arranjos. As meninas também são beneficiadas com a matrícula em escola privada caso a pessoa responsável pelo domicílio seja uma mulher, no entanto, caso o responsável seja do sexo masculino, não há diferenciação entre os gêneros dos filhos. Observou-se que os meninos têm menores chances de frequentar uma escola privada independente do arranjo e de estarem na idade correta. Esse aspecto pode levar os meninos a evadir mais cedo da escola, ingressando no mercado de trabalho. Os primogênitos têm maior probabilidade de estarem matriculados em escolas privadas em relação aos seus irmãos mais jovens. Além disso, os pais gastam mais em educação infantil, se comparado com o ensino fundamental. Esse resultado pode ser ocasionado devido à falta de creches públicas que, afetaria os arranjos monoparentais em proporções maiores que os demais, dado o aumento no custo de entrada no mercado de trabalho.

Além da introdução, este trabalho está dividido em mais quatro seções. Na seção 2 realiza-se uma revisão de literatura sobre os modelos intrafamiliares de recursos. A seção seguinte corresponde a fonte dos dados, as estatísticas descritivas e a estratégia empírica. Posteriormente, apresentam-se os resultados e por fim, realizamos as considerações finais.

2. ALOCAÇÃO INTRAFAMILIAR DE RECURSOS AOS FILHOS

Ginther e Pollak (2004) ressaltam que dois fatores afetam o investimento nos filhos: 1) o processo de alocação intrafamiliar de recursos e 2) a função de produção familiar, que relaciona os investimentos na criança com os rendimentos futuros desse investimento sendo que essa função é estabelecida por insumos subjetivos (amor, atenção) e objetivos (tempo e dinheiro).

De acordo com a teoria tradicional, a família irá investir na criança até que o retorno marginal do investimento se iguale ao custo marginal do mesmo, quando o processo de escolha familiar não possui restrições. No entanto, Morduch (2000) afirma que as escolhas familiares enfrentam restrições orçamentárias e a família deve optar em como alocar os recursos disponíveis entre as diversas despesas, incluindo as despesas com os filhos.

Quanto a preferência dos pais para a determinação dos gastos com os filhos, Lloyd e Blanc (1996) apontam que, em consequência de as preferências não serem similares entre pessoas de sexos diferentes, é esperado que a alocação de recursos seja distinta, de acordo com o sexo do responsável pela família. Ademais, Hoddinott, Haddad e Alderman (1997) identificam que há diferença na alocação de recursos dado o sexo do responsável pela família. Ao isolar o efeito da renda relacionada aos homens, os autores identificaram que é gasto uma parcela maior da renda para bens de consumo pessoal se comparado com as mulheres. Entretanto, quando a mulheres é levada em consideração, observa-se que elas são mais propensas a comprar produtos para crianças e para consumo doméstico em geral. Macedo (2008) afirma que, esse comportamento resulta em melhorias nos níveis nutricionais e nos cuidados de saúde e educação dos membros que pertencem a família. Consequentemente, embora o volume de recursos possa se mostrar menor, na média, pode ter mais eficiência do ponto de vista familiar.

Independente do sexo do responsável pelo domicílio, antes de determinar o volume de recursos destinados aos filhos, as famílias devem decidir a quantidade de filhos que irão ter. Assim, cada família decide a quantidade de filhos, n, a partir da maximização da função utilidade (U ) que é composta pela quantidade de outras mercadorias agregadas no vetor X (BECKER; LEWIS, 1973; BECKER, 1993):

U=U (n , X ) (1a)

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A função de utilidade familiar é maximizada sujeita à restrição orçamentária da família. Os custos de produzir e de educar as crianças são diferentes entre as famílias visto que as funções de tempo e de produção familiar se diferem. Como as crianças são criadas com bens e serviços disponíveis no mercado aos preços π X e com o tempo dos pais a preço pn, a restrição orçamentária é dada por:

pn n+π X X=Y (2a)Para Becker (1993) a demanda por filhos depende, portanto, do preço relativo da

criança e da renda: ∂ U∂ n∂ U∂ X

=pn

π x (3)

Incluindo o custo para a realização de investimentos na criança na função de utilidade familiar, cada família maximiza sua função composta pela quantidade de crianças n, e os gastos em cada criança, chamado de qualidade da criança q, e a quantidade de outras mercadorias xn (BECKER, 1993):

U=U (n ,q , x1 , x2 ,…, xn) (1b)Além dos preços dos bens e serviços disponíveis no mercado a preços πx, a restrição

orçamentária contém o custo que é constante para cada família de uma unidade de qualidade pc:

pc qn+πx X=Y (2b)Sendo a multiplicação entre q e n, na equação 2b, não linear, existe um trade-off na

escolha familiar entre o número de filhos e o volume financeiro a ser investido neles. Assim para ter equilíbrio na decisão da quantidade de filhos por família sujeito à restrição orçamentária é preciso que:

{∂U

∂ n=λ pc q∂U∂ q

= λ pc n

∂ U∂q

=λ π x

(4)

Apesar dos investimentos em educação dos filhos não serem substitutos diretos, eles são positivamente sensíveis ao aumento da renda e, em geral, estão negativamente relacionados com o número de filhos da família. Essa relação é explicada através da interação entre quantidade e a qualidade, determinada pela substituição entre q e n na função utilidade (BECKER, 1993).

De acordo com Marteleto (2002), famílias menores podem aumentar as chances de elevar o investimento educacional para cada um dos filhos. A relação inversa entre tamanho da família e escolaridade dos filhos nos países desenvolvidos pode ser explicada pela hipótese de diluição de recursos (diluition of resources hypothesis) e de rivalidade entre irmãos (siblings’ rivalry). Segundo essas teorias, os recursos destinados a cada filho diminuem com o aumento do número de crianças.

Os investimentos destinados a cada filho dependem da qualidade de cada criança, que é essencial para determinar a taxa de retorno desses investimentos, além de depender do número de filhos. Becker (1993) apresenta que a taxa de retorno dos investimentos em capital humano dos filhos apresenta retorno decrescente, além de depender das características intrínsecas aos mesmos. Sendo assim, mesmo as crianças que tenham os mesmos pais

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biológicos, possuem características pessoais diferentes permitindo diferentes taxas de retorno sobre os investimentos realizados em capital humano dos irmãos.

Logo, a família que tem mais de um filho, ao decidir sobre o volume de investimentos destinados a cada um deles, enfrenta um trade-off entre eficiência de seus investimentos e equidade entre os filhos, uma vez que o volume a ser investido em capital humano depende tanto da disponibilidade de recursos como da taxa de retorno desses investimentos. A alocação intrafamiliar de recursos aos filhos só pode ser simultaneamente igualitária e eficiente, se os filhos apresentarem as mesmas taxas de retorno aos investimentos (GUSTAFSSON; STAFFORD, 1997).

Como as famílias podem diferenciar a alocação de recursos entre os filhos no presente, estudos como os de Behrman et al. (1986), Becker (1993), Kingdon (2005) procuram identificar se essa discriminação apresenta ou não algum padrão. Behrman et al. (1986) buscaram identificar se há discriminação de gênero no investimento dos filhos nas famílias norte-americanas, sabendo que os rendimentos futuros femininos são menores do que os masculinos em muitas sociedades. Utilizando o modelo de ganhos intransferíveis e separáveis (SET)2 os autores não encontraram evidências estatisticamente significantes de que há favorecimento para os filhos por parte dos pais na alocação, pelo contrário, eles encontraram que, em algumas situações, os pais decidem por alocações igualitárias entre os filhos ou alocações que beneficiam as filhas.

Becker (1993) afirmou que nas sociedades mais pobres existe uma discriminação na alocação de recursos entre os filhos, preferindo investir mais em educação nos filhos em detrimento as filhas. No entanto, essa diferença no investimento não ocorre, segundo o autor, devido as preferências familiares, mas sim porque os filhos do sexo masculino apresentam taxa de retorno maiores do que as filhas. Kingdon (2005) encontrou evidencias de que os resultados educacionais são significativamente piores para as meninas em comparação com os meninos, nos domicílios indianos em 1994. Além disso, as despesas familiares com a educação de meninas também são significativamente menores em comparação às despesas familiares em educação dos filhos homens. Kingdon (2005) apontou dois possíveis motivos: i) preferência dos pais por filhos homens ou; ii) diferentes taxas de retorno dos investimentos.

Thomas (1994), Emerson e Souza (2002) e Carvalho e Kassouf (2009) testaram se há um viés de gênero na alocação intrafamiliar de recursos, no Brasil. Emerson e Souza (2002) apontaram indícios de que a renda não laboral tanto do pai quanto da mãe não altera a probabilidade de frequência escolar das filhas. No entanto, altera de forma positiva a probabilidade de frequência escolar dos filhos, o que aponta uma discriminação de recursos com benefício aos filhos do sexo masculino. Os autores estimaram um modelo probit com dados da PNAD de 1996.

Thomas (1994) encontrou que no Brasil os pais e as mães alocam de forma diferente os recursos familiares entre os filhos. As mães beneficiam as filhas e os pais os filhos. Para a análise o autor estimou um modelo de mínimos quadrados ordinários com dados do Estudo Nacional de Despesa Familiar (ENDEF) de 1974 e 1986. Carvalho e Kassouf (2009), por meio dos dados da POF 2002-2003, tentaram identificar se a composição de sexo entre irmãos altera as despesas familiares com educação no Brasil, não encontrando evidencias estatisticamente significativas de que os pais no Brasil discriminam os gastos familiares com educação, de acordo com o sexo do filho. Segundo estudos realizados por Thomas (1990), no Brasil, as decisões intrafamiliares se baseiam no modelo não-unitário3e o sexo da pessoa que detém a renda é determinante para alterar o padrão de gastos familiares.

2Do inglês, Separable Earnings-Transfers (SET)3 Os modelos não unitários são os que não exigem uma única função de utilidade para todos os membros da família.

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3 ESTRATÉGIA EMPÍRICA

3.1 Base de dados e apresentação das variáveis

A Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), realizada pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), contém informações referentes as características demográficas e socioeconômicas da população como migração, educação, rendimento, trabalho infantil e fecundidade. Desde 2004 a pesquisa é realizada em todas as regiões do Brasil, incluindo todas as áreas rurais. A PNAD é realizada anualmente sendo que a mais recente ocorreu em 2015. Nessa PNAD, ainda segundo o Instituto, foram pesquisadas 356.904 pessoas e 151.189 unidades domiciliares distribuídas pelo Brasil. O domicílio é definido de acordo com o IBGE como o local de moradia estruturalmente separado e independente, constituído por um ou mais cômodos. Esses domicílios são classificados como particulares ou coletivos podendo ser urbanos ou rurais. Com essa base de dados, o tamanho da amostra final das famílias monoparentais femininas ficou em 10.888 enquanto que o arranjo casal feminino, casal cujo chefe da família é a mulher, incluiu 7.871 pessoas. A família monoparental masculina é a menor amostra com 953 pessoas enquanto que o casal masculino engloba 33.096 pessoas. O número total da amostra – após a exclusão de observações com dados faltantes para algumas variáveis – foi de 53.047 pessoas.

O número de dormitórios e banheiros serão utilizados como características do domicilio. Outras características relacionadas ao poder aquisitivo familiar serão mensuradas por meio da posse de telefone celular, tv por assinatura, acesso à internet, carro, máquina de lavar. Denominada de nível socioeconômico, esta variável foi elaborada por meio de análise fatorial com a extração da componente principal4. As características domiciliares foram usadas como proxies secundárias da renda, uma vez que representam uma parcela residual e seriam complementares na mensuração do poder aquisitivo familiar.

Além das características do domicilio, serão analisadas as características familiares. A família segundo o IBGE é o conjunto de pessoas ligadas por laços de parentesco, dependência doméstica ou normas de convivência, que residem na mesma unidade domiciliar e também a pessoa que mora só. A condição na família classifica as pessoas dentro de cada unidade familiar em função da pessoa de referência (responsável pela família) ou com seu cônjuge. No entanto, foram excluídas da amostra todas as famílias compostas por um único membro, assim como os casais sem filhos. Também foram excluídos os filhos únicos, uma vez que há impossibilidade de entender, nestas famílias, como a ordem de nascimento afeta a decisão da matrícula.

Também foram estudadas as variáveis escolares referentes a cada criança, como rede de ensino e anos de estudo. Optou-se por analisar as famílias com crianças de até 18 anos que frequentam o ensino fundamental, médio ou séries iniciais (creche, maternal, classe de alfabetização). Essa idade foi escolhida como o corte da amostra por representar os adolescentes que ainda estão no ensino fundamental (que vai até os 14 ou 15 anos dependendo da duração do ensino) e que possam ter repetido alguma série.

Curi e Menezes-Filho (2010) dividiram os anos de ensino em três estágios. O primeiro deles é o ensino fundamental I que vai da 1ª a 4ª série. O ensino fundamental II que compreende da 5ª a 8ª série. Posteriormente, o ensino médio que compreende os três anos do ensino médio. No presente trabalho foram utilizadas as séries de acordo com a PNAD (infantil, fundamental e médio) separando o ensino fundamental em fundamental I e fundamental II, como Curi e Menezes-Filho (2010).

4 Os resultados da Análise Fatorial estão no apêndice A, tanto a estatística de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) quanto o uniqueness, que representa o que cada variável explica na variância da nova variável.

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Matricular o filho na escola pública ou privada depende de diversos fatores, como sexo da criança, renda familiar, arranjo familiar entre outros. Portanto, foram utilizadas as variáveis da tabela abaixo e ademais, são apresentadas as estatísticas descritivas.

Tabela 1 – Estatísticas descritivas

Variáveis DescriçãoCasal Casal Mono Monomasc fem Masc fem

  Média (dp)

Média (dp)

Média (dp)

Média (dp)

Educação privada Criança estuda na rede privada=1, c/c5 =0

0,200 (0,400)

0,199 (0,399)

(0,127) (0,333)

(0,136) (0,343)

Total de filhos Total de filhos no domicílio 2,334 (1,206)

2,397 (1,222)

2,010 (1,142)

2,400 (1,248)

Escolaridade resp Escolaridade do resp em anos 8,217 (4,307)

9,074 (4,046)

7,430 (4,417)

8,676 (4,086)

Idade do resp Idade do resp em anos 40,940 (8,638)

37,00 (7,412)

45,448 (9,345)

39,180 (7,950)

Parente domicílio Parentes moram no domicílio 0,090 (0,286)

0,114 (0,317)

0,176 (0,381)

0,193 (0,395)

Urbano Domicílio se localiza na área urbana = 1, c/c = 0

0,816 (0,387)

0,908 (0,289)

0,857 (0,350)

0,927 (0,261)

Metropolitana Domicílio se localiza em região metropolitana = 1, c/c=0

0,276 (0,447)

0,346 (0,476)

0,324 (0,468)

0,365 (0,481)

Ln renda per capita Logaritmo natural da renda per capita

6,505 (2,836)

6,457 (2,763)

6,564 (2,758)

5,958 (2,464)

Banheiros domicílio Número de banheiros no domicílio 1,380 (0,745)

1,338 (0,697)

1,254 (0,611)

1,206 (0,538)

Número dormitórios Número de dormitórios no domicílio

2,295 (0,685)

2,238 (0,697)

2,100 (0,695)

2,035 (0,726)

Nível socioeconômico

Composto pelas variáveis da Tabela A1

(0,004) (1,034)

0,006 (0,959)

(0,252) (1,036)

(0,355) (0,903)

Masculino Criança é do sexo masculino=1, c/c=0

0,512 (0,500)

0,510 (0,500)

0,573 (0,495)

0,497 (0,500)

Primogênito Criança é o primogênito=1, c/c=0 0,521 (0,500)

0,508 (0,500)

0,573 (0,495)

0,453 (0,498)

Segundo filho Criança é o segundo filho=1, c/c=0 0,328 (0,470)

0,323 (0,468)

0,300 (0,458)

0,343 (0,475)

Estuda na idade Criança estuda na idade certa=1, c/c=0

0,587 (0,492)

0,580 (0,494)

0,536 (0,499)

0,567 (0,496)

Branco Criança se declara branca/amarela=1, c/c=0

0,472 (0,499)

0,430 (0,495)

0,426 (0,495)

0,403 (0,491)

Não branco Criança se declara não branca=1, c/c=0

0,528 (0,499)

0,570 (0,495)

0,574 (0,495)

0,597 (0,491)

Ensino Funda Criança estuda no ensino fundamental=1, c/c=0

0,643 (0,479)

0,644 (0,478)

0,673 (0,469)

0,651 (0,476)

Ensino Médio Criança estuda no ensino médio=1, c/c=0

0,170 (0,375)

0,168 (0,478)

0,264 (0,441)

0,223 (0,417)

Creche Criança frequenta a creche=1, c/c=0 0,089 (0,285)

0,089 (0,285)

0,211 (0,144)

0,061 (0,240)

Classe alfabetização Criança estuda no CA=1, c/c=0 0,008 (0,093)

0,009 (0,095)

0,005 (0,074)

0,009 (0,092)

5 c/c: caso contrário

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Maternal, jardim de infância etc

Criança estuda no maternal=1, c/c=0

0,088 (0,283)

0,088 (0,284)

0,036 (0,188)

0,055 (0,228)

Fonte: Elaborado pelos autores.

A partir da tabela acima é possível identificar que os arranjos familiares são diferentes para as variáveis analisadas. Pode-se observar que, o arranjo monoparental masculino se encontra em um cenário inferior se comparado ao feminino, exceto na variável renda per capita. Essa situação ocorre, pois, a proporção dos filhos no arranjo monoparental masculino estudarem na idade correta assim como a escolaridade do responsável ser menor se comparado ao arranjo monoparental feminino. Ainda possui menor percentual de domicílios que se localizam em área urbana e metropolitana.

Outrossim, identifica-se que o arranjo monoparental feminino é o arranjo com o menor número de banheiros nos domicílios bem como o menor número de cômodos na casa. Esse poderia ser um indício de uma condição financeira inferior uma vez que tais variáveis são proxies de renda. As diferenças salariais entre homens e mulheres no mercado de trabalho no Brasil é apontada na literatura (Loureiro et. al, 2011; Giuberti e Menezes-Filho, 2005), indicando que a discriminação salarial pode explicar parte do diferencial de renda entre homens e mulheres, tornando-as financeiramente mais frágeis. Isso pode ser justificado, segundo Castro (2001, p. 42), através do fato de as mulheres chefes de famílias monoparentais que passaram por processo de separação terem oportunidade mais restritas para o investimento em suas carreiras em comparação aos seus pares sem cônjuge. No entanto a monoparentalidade feminina não pode ser sempre associada com a pobreza, uma vez que, de acordo com Oliveira, Miranda-Ribeiro e Longo (2012), as mulheres de maior renda e escolaridade podem manter a chefia do lar por autonomia pessoal ou após um processo de separação.

No arranjo monoparental feminino se comparado com o masculino é possível analisar que, esse arranjo tem uma maior proporção de crianças que estudam em escola privada. Phipps e Burton (1998) afirmaram que as despesas com as crianças só aumentam quando a renda da mulher aumenta, pois, a elevação na renda masculina não está correlacionada com acréscimos nos cuidados com o filho. Sendo assim, esse pode ser um indicativo de que temos mais mulheres chefes de família investindo na educação das crianças em comparação aos seus pares chefes de família homens. Montali (2013) e Sorj (2004) ressaltam que, a matrícula na educação infantil está positivamente correlacionada com a situação socioeconômica familiar. Dessa forma, a não consecução da vaga nesse nível de ensino, dificultaria o acesso da mulher com filhos e sem cônjuge ao mercado de trabalho.

A proporção de filhos que estudam na rede privada é maior para os filhos dos casais cuja pessoa de referência é do sexo masculino. Além disso, identificou-se que o número de dormitórios é maior quando a criança vive com os pais cujo responsável é homem, assim como o número de banheiros. Tais variáveis podem indicar a renda familiar, e assim sendo, representam que famílias com maior poder aquisitivo tem domicílios com mais dormitórios e banheiros.

Quanto à família da criança é possível notar que, a escolaridade do responsável em anos é maior no arranjo familiar casal com pessoa de referência mulher, porém, não se observa o mesmo padrão com a renda per capita. O total de filhos possui o mesmo padrão da variável de educação dos pais. De acordo com Castro e Vaz (2007) quanto maior a escolaridade dos pais maior tende a ser o volume de recursos destinado à educação. Interessante destacar que, os filhos de casais monoparentais masculinos são aqueles que menos estudam na idade correta. De acordo com Astone e Mclanaham (1991), crianças com pais separados apresentaram aspirações educacionais mais baixas por parte dos pais assim como um menor envolvimento dos pais nas tarefas escolares se comparadas com crianças que

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moram com pais que estão casados. Além disso, os autores encontraram que os filhos de pais separados ficam desestimulados a completarem o ensino médio quanto maior for a incidência de pobreza nas famílias não intactas, ou seja, famílias que já passaram por divórcios.

3.2 Metodologia

Ao tomar a decisão de matricular os filhos na escola, os pais precisam escolher em qual das redes de ensino a criança irá frequentar. Essa escolha é considerada binária uma vez que é necessário escolher entre duas opções, ou seja, rede pública ou privada.

Os principais modelos binários são o modelo logit e probit. Os modelos se diferenciam pelo tipo de distribuição utilizada. Enquanto o logit usa a distribuição logística, o probit utiliza a normal. Portanto, foi estimado um modelo de escolha em que a variável dependente é binária e indica se o indivíduo frequenta ou não a rede de ensino privada:

Pr (Y rede deensino=1|χ )=G ( β0+β1 x1+β2 x2+…+βk xk )=G(β0+ χβ) (5)Em que G é uma função de distribuição acumulada:

G(z )¿ exp (z)1+exp (z )

=Λ(z ) (6)

sendo 0 < G(z) < 1 para qualquer valor de z.O modelo de escolha utilizado foi o modelo logit, em que G, de acordo com

Wooldridge (2006), é uma função logística, conforme a equação:G(z )¿ Pr ( y=1|χ )=G( χβ) (7)

que está entre zero e um para todos os números z reais. Essa é a função de distribuição cumulativa de uma variável aleatória logística padrão. Esse modelo pode ser derivado de um modelo de variável latente subjacente:

y i¿=β1+β2 X2 i+β3 X3 i+…+ βk X ki+μ i=X i β+μ i (8)

Segundo Cameron e Trivedi (2009), o formato de um modelo binário básico com variável dependente é definido por:

Yi = 1 com probabilidade p (9) 0 com probabilidade 1-p

sendo que a função de probabilidade para o resultado yé dada por p y (1−p)1−p, comE( y)=p e Var ( y )=p(1−p) .

O modelo de regressão é formado ao parametrizar p tal que p dependa de uma função, com x sendo um vetor de regressores K x 1 e β é um vetor de parâmetros desconhecidos. Assim, a probabilidade condicional é definida por:

pi=Pr ( y i=1|x )=F ¿) (10)Em um modelo logit, F (.)=Λ(.), a função de probabilidade condicional é definida

por:

pi=Pr ( y i=1|x )=Λ ( . )= e( x' β )

1+e(x ' β ) (11)

A estimação do modelo logit ocorre por máxima verossimilhança. Para uma amostra de N observações independentes, o estimador de máxima verossimilhança, maximiza a função associada ao log-verossimilhança:

10

Q ( β )=∑i=1

n

¿¿ (12)

No presente trabalho pretende-se estimar a probabilidade da criança entre zero e

dezoito anos estudar em uma escola pública ou privada condicionada pelas características que afetam essa tomada de decisão. Assim, a variável dependente yrede de ensino é uma variável binária que representa a rede de ensino que a criança frequenta, podendo ser descrita como:

As variáveis TOTAL_FILHOS, ESCOLARIDADE_RESP, ANOS_RESP, PARENTE_DOM, LN_RENDA_PER_CAPITA e NIVEL_SOCIOECONOMICO são vetores de característica da família. Ao passo que as variáveis, URBANO, METROPOLITANA, BANHEIROS_DOM, NUMERO_DORMITORIOS são vetores de característica do domicílio. E por fim, as variáveis MASCULINO, PRIMOGENITO, SEGUNDO_FILHO, ESTUDA_NA_IDADE, BRANCO, ENS_MEDIO, CRECHE, CA e MATERNAL são vetores de característica da criança.

As características inseridas no modelo logit foram definidas com base nos estudos de Curi e Menezes-Filho (2010) e Freitas (2015). O processo de estimação ocorreu através da regressão do modelo logit para a amostra toda – coluna (1) – e, posteriormente, para cada arranjo familiar.

4. Resultados e discussão

De acordo com os resultados do modelo, pode-se observar quais características impactam na decisão familiar de matricular os filhos na rede pública ou privada, dado o arranjo familiar. Os resultados estão descritos em (odds ratio, OR), ou seja, qual é a razão de chances de ocorrência da variável dependente se alterar com a variação de uma unidade na variável independente. Os resultados podem variar de zero a mais infinito sendo que abaixo de um significa uma razão de chances negativa e acima positiva. As estimações foram realizadas segundo o tipo de arranjo parental e as Tabelas 2, 3 e 4 foram apresentadas segundo as características da criança, da família e do domicílio, respectivamente. Há de salientar, porém, que as três tabelas se referem às mesmas estimações, apenas separamos os resultados para uma melhor visualização. Na Tabela 2 é apresentado o resultado das estimações, segundo as características da criança (cor, ordem de nascimento e nível de ensino).

Tabela 2 – Resultados da variável da criança na regressão do modelo logit para os diferentes arranjos familiares.(1) (2) (3) (4) (5)

Variáveis Total CasalMasc

CasalFem

MonoMasc

MonoFem

Estuda na idade 3.226* 3.479* 3.509* 0.753 2.832*

Pr ( yrede deensino=1|χ )=Λ ¿ (13)

11

(0.37) (0.52) (0.97) (0.47) (0.72)Masculino 0.931** 0.966 0.884**

*0.656 0.843**

*(0.03) (0.04) (0.06) (0.19) (0.07)

Primogênito, ensino infantil 1.132 1.351**

0.730 0.257 1.320

(0.13) (0.20) (0.17) (0.48) (0.48)Primogênito, fundamental I 2.243* 2.086* 2.629* 6.060*** 2.367*

(0.22) (0.25) (0.59) (5.83) (0.65)Primogênito, fundamental II 1.356* 1.311*

*1.450**

*1.634 1.382

(0.13) (0.16) (0.32) (1.42) (0.36)Primogênito, ensino médio 1.467**

*1.482 1.171 0.217 2.005

(0.31) (0.40) (0.55) (0.25) (1.12)Segundo filho, ensino infantil 0.884 1.137 0.480* 0.097 0.759

(0.10) (0.17) (0.10) (0.20) (0.26)Segundo filho, fundamental I 1.559* 1.507* 1.745* 1.015 1.667**

(0.14) (0.17) (0.37) (0.91) (0.40)Segundo filho, fundamental II 0.967 0.896 1.147 0.372 1.107

(0.09) (0.11) (0.25) (0.40) (0.28)Segundo filho, ensino médio 1.307 1.431 0.998 0.235 1.386

(0.28) (0.39) (0.48) (0.27) (0.78)Branco 1.664* 1.634* 1.889* 2.724* 1.544*

(0.06) (0.07) (0.14) (0.89) (0.15)Ensino médio 1.488**

*1.571 2.111 1.801 0.948

(0.36) (0.48) (1.14) (2.15) (0.57)Creche 11.480* 9.148* 23.599* 39.590**

*13.321*

(1.95) (1.99) (8.73) (82.60) (5.90)Classe de alfabetização (CA) 8.221* 5.583* 28.004* 67.584** 6.974*

(1.71) (1.49) (12.57) (144.70) (3.91)Maternal, jardim de infância 11.521* 10.331

*17.953* 133.893*

*10.218*

(1.95) (2.25) (6.56) (268.35) (4.64) *** p<0.10, ** p<0.05, * p<0.01Fonte: Elaborado pelos autores.

Ao observar os arranjos familiares, é possível identificar que os filhos que estudam na idade correta tendem a ter chances maiores de frequentar uma escola privada. Por sua vez, é possível analisar que a distorção idade-série, que ocorre quando o aluno está dois anos atrasado no colégio, é correlacionado com o tipo de escola que a criança irá estudar. Quando há distorção idade-série, aumentam as chances de a criança frequentar o colégio público. Essa relação pode ser explicada pela teoria de que as famílias investem na criança até que o retorno marginal do investimento se iguale ao custo marginal do mesmo. Sendo assim, quando a criança não possui um bom desempenho e acaba reprovando reduz o retorno esperado dos pais, pois o investimento não estará sendo bem utilizado e o custo total será maior, uma vez que os anos de investimento em educação serão maiores que os projetados. Além disso, o custo de oportunidade de manter essa criança na escola privada se torna cada vez maior com a

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repetência ao longo dos anos e quando esse custo ultrapassa o retorno marginal os pais deixam de investir na educação dos filhos, enviando-os para a escola pública. Adicionalmente, as crianças que vivem com ambos os pais e a pessoa de referência do domicilio é a mulher, as chances são maiores. Essa variável não é estatisticamente significante para o arranjo monoparental masculino. Em outras palavras, crianças que não estão na idade correta têm menores chances de estarem em escolas privadas.

O investimento em educação privada se difere dado o sexo da criança e do responsável pelo domicílio. As filhas são beneficiadas no arranjo casal cuja pessoa de referência é mulher e no domicílio monoparental feminino. Ao contrário do estudo de Emerson e Souza (2002) que apontou para um benefício aos filhos do sexo masculino, sem discriminação de arranjo familiar. Entretanto, Thomas (1994) encontrou que no Brasil, as mães beneficiam as filhas, e os pais os filhos. Os resultados encontrados estão em consonância, em parte, com Thomas (1994), uma vez que ser menino, em um arranjo monoparental feminino, diminui as chances de estudar na rede privada, porém não há efeitos significativos quando a pessoa responsável pelo domicílio é um homem. O resultado contrasta com o de Loyd e Blanc (1996), pois os autores evidenciaram, para algumas cidades africanas, que, apesar de mais pobres, as mulheres investem mais recursos, tempo e apoio emocional para a educação do filho.

O investimento das mães nas filhas mulheres pode representar um comportamento altruísta das mulheres. Uma das possíveis razões para a discriminação do investimento no gênero é poder proporcionar a filha condições educacionais superiores que poderão auxiliá-la na obtenção de melhores posições (estudantis ou profissionais), uma vez que a variável de escolaridade dos pais aponta para um menor tempo de estudo das mulheres. Ademais, a mãe através da educação pode estar tentando empoderar a filha para que a mesma não sofra discriminações futuras por causa do gênero. Observa-se que nos dois arranjos em que as mulheres estão na posição de referência da família, casal_fem e mono_fem, as filhas mulheres tem maiores chances de estudar em escola privada apenas pelo fato de serem mulheres.

Conforme Glomm (1997), as crianças de famílias pobres têm um elevado custo de oportunidade para permanecer estudando, uma vez que precisam trabalhar para ajudar no sustento da família, diferentemente das famílias com poderes aquisitivos maiores. Menezes-Filho e Pazello (2004) afirmam que, apesar de o acesso ao primeiro ano escolar ser quase universal, crianças de famílias mais pobres tendem a largar o estudo antes da sua conclusão. Uma das razões para essa desistência, segundo os autores, seria a qualidade educacional média inferior que seria recebida no sistema público.

Quanto as características do filho, as crianças que se autodeclararam brancas possuem uma probabilidade maior de estudar na escola privada em todos os arranjos familiares, sendo estatisticamente significantes à 10%. No que diz respeito as variáveis de primogênito e segundo filho é possível observar que, o primogênito que estuda no ensino fundamental I tem maiores chances de estudar na rede privada em todos os arranjos parentais.

As variáveis de segundo filho só são significantes no ensino fundamental I e ensino infantil, em alguns arranjos familiares. Se o segundo filho estiver no ensino fundamental I ele tende a ter mais chances de estudar na rede privada em todos os arranjos, exceto no monoparental masculino, que não há significância. De acordo com Ejrner e Portner (2004), existe a possibilidade de a criança mais velha ingressar no mercado de trabalho mais cedo e com isso aumentar os recursos disponíveis para a criança mais nova. Sendo assim, o filho mais novo seria beneficiado através da entrada do mais velho no mercado de trabalho.

Em relação ao curso que frequenta é possível observar que, todos os níveis possuem impactos positivos na escolaridade privada da criança. No entanto, a chance de frequentar um ensino privado se reduz ao sair das séries iniciais e chegar no ensino médio, em que deixa de ser estatisticamente significante. Uma das possíveis explicações para esse resultado é que o

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trabalho passa a ser legalizado quando o adolescente tem dezesseis anos, idade em que estaria no ensino médio. Nas famílias de baixa renda, os jovens têm incentivos a trabalhar por causa do baixo custo de oportunidade para abandonar a escola devido à situação de pobreza e da restrição de capital. Sendo assim, dentre diversos filhos os pais devem escolher qual irá se encaminhar para o mercado de trabalho. Essa escolha, de acordo com Emerson e Portela Souza (2002), é feita através de diversos determinantes, entre eles a ordem de nascimento. Segundo os autores, as crianças mais velhas podem ter salários maiores se comparado com as mais novas, encaminhando a mesma para o mercado de trabalho.

Na Tabela 3 é apresentado o resultado das estimações, segundo as características familiares (idade e escolaridade do responsável, presença de parentes e o total de crianças no domicílio). Destaca-se que a coluna total (1), que contém todos os tipos de casais, não mostra diferenças estatisticamente significativas entre a decisão de matricular filhos em escolas privadas nos casais masculino e feminino e famílias monoparentais masculinas em relação a decisão do grupo base (famílias monoparentais femininas).

Tabela 3 – Resultados das variáveis da família na regressão do modelo logit para os diferentes arranjos familiares

(1) (2) (3) (4) (5)Variáveis Total Casal

MascCasalFem

MonoMasc

MonoFem

Casal masculino 1.014 - - - -(0.05)

Casal feminino 0.977 - - - -(0.05)

Mono masculino 0.801 - - - -(0.11)

Escolaridade do responsável 1.229* 1.229* 1.233* 1.240* 1.215*(0.01) (0.01) (0.02) (0.06) (0.02)

Idade do responsável 1.031* 1.028* 1.032* 1.057* 1.044*(0.00) (0.00) (0.01) (0.02) (0.01)

Presença de parente no domicílio

0.812* 0.751* 0.976 1.106 0.911

(0.05) (0.06) (0.12) (0.44) (0.11)Total de filhos 0.633* 0.644* 0.614* 0.610*** 0.603*

(0.02) (0.02) (0.04) (0.16) (0.05) *** p<0.10, ** p<0.05, * p<0.01 Fonte: Elaborado pelos autores.

Quanto as características dos pais, a escolaridade do responsável impacta positivamente em todos os arranjos, ou seja, quanto mais os pais estudam, mais os filhos tendem a receber uma educação melhor. De acordo com Goldring e Phillips (2006) pais com maior nível educacional tendem a dar mais valor para a educação dos filhos. Além disso, Menezes e Pazello (2004) também encontraram que a parcela dos estudantes que frequenta a rede privada aumenta de acordo com o nível educacional dos pais. Ademais, outros estudos mostraram que há uma relação positiva entre a educação dos pais e a probabilidade de matricularem seus filhos na escola privada (COLEMAN, HOFFER E KILGORE, 1982; NOELL, 1982; COLEMAN E HOFFER, 1987; LONG E TOMA, 1988; LANKFORD E WYCKOFF, 1992). A idade do responsável também tem um impacto positivo na escolaridade das crianças, sendo estatisticamente significantes em todos os arranjos à 10%. Segundo Ejrner e Portner (2004) mães e pais mais velhos podem decidir investir mais nos filhos uma vez que a renda disponível é maior.

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No entanto, ter parente morando no domicílio reduz as chances de o filho estudar em uma escola privada. Isso ocorre porque tem mais pessoas que precisam ser sustentadas na casa, muitas vezes reduzindo a renda da família. Essa variável impacta no tamanho da família que é um fator importante na participação da força de trabalho e na frequência escolar. Portanto, as famílias maiores tendem a precisar de renda extra para o sustento de todos e consequentemente, impede o envio do filho para a escola em detrimento a mandá-lo para o mercado de trabalho (EMERSON E SOUZA, 2008).

O total de filhos é outra variável que tem impacto negativo na educação das crianças. De acordo com as hipóteses de diluição de recursos e de rivalidade entre irmãos, os recursos destinados a cada filho diminuem com o aumento do número de crianças. A relação inversa ocorre pelo mesmo motivo da presença de parentes, pois, quanto mais filhos uma família tem e precisa sustentar, menos renda resta para a educação dos demais. Conforme Emerson e Souza (2008), as famílias também podem aumentar o número de crianças como uma resposta à pobreza, porque assim podem aumentar a renda familiar mandando algumas crianças para o mercado de trabalho. Segundo Marteleto (2002), uma família com um menor número de filhos tende a dar mais oportunidade a cada criança ter um nível educacional maior.

A Tabela 4 apresenta as variáveis ao nível de domicílio, como a localização, o tamanho do domicílio e variáveis de renda. Destaca-se que todas as variáveis têm significância de 1% em todas as equações estimadas.

Tabela 4 – Resultados da regressão do modelo logit para os diferentes arranjos familiares: variáveis de domicílio(1) (2) (3) (4) (5)

Variáveis Total CasalMasc

CasalFem

MonoMasc

MonoFem

Urbano 3.175* 3.289* 3.425* 3.417** 1.998**(0.29) (0.35) (0.79) (2.00) (0.62)

Metropolitana 1.645* 1.588* 1.776* 3.223* 1.608*(0.07) (0.08) (0.16) (1.34) (0.19)

Banheiros no domicílio 2.187* 2.226* 2.072* 1.977** 2.199*(0.05) (0.07) (0.11) (0.68) (0.18)

Número de dormitórios 1.167* 1.195* 1.142** 1.233 1.003(0.03) (0.04) (0.07) (0.39) (0.08)

Ln da renda per capita 1.060* 1.065* 1.065* 0.981 1.034**(0.01) (0.01) (0.02) (0.05) (0.02)

Nível socioeconômico 2.209* 2.155* 2.351* 3.276* 2.450*(0.06) (0.07) (0.12) (0.68) (0.18)

N 53047 33096 10888 953 7871Wald Chi² 7995,78 5186,7

91798,63 190,25 1049,61

P-Valor 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00Pseudo R² 0,396 0,4013 0,3923 0,4726 0,3712*** p<0.10, ** p<0.05, * p<0.01Fonte: Elaborado pelos autores.

Em relação às características do domicílio, se está localizado em área urbana, as chances de a criança frequentar uma escola privada são maiores, assim como a variável metropolitana. O resultado pode ser decorrente de uma maior oferta desse tipo de ensino nesse

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ambiente vis-à-vis aos demais. O número de banheiros no domicílio também impacta positivamente a chance de estudar em uma escola privada, uma vez que quanto maior o número de banheiros no domicílio, maior tende a ser a sua renda, o mesmo ocorre com o número de dormitórios. A relação positiva entre renda e investimento educacional também foi encontrada por Taubman (1989) em que a educação da criança é um bem de investimento, e consequentemente, as famílias mais pobres possuem liquidez limitada. Logo, não podendo investir um nível considerado ótimo no capital humano dos seus filhos.

Ademais Curi e Menezes- Filho (2010, p.34) identificaram que a classe de renda é positivamente relacionada à escolha entre rede pública e privada. Ou seja, quanto maior a renda familiar per capita do aluno, maior a probabilidade de frequência a escolas privadas, todavia, se mostra decrescente de acordo com o nível de ensino: fundamental I, no ensino fundamental II e no ensino médio, os resultados foram semelhantes aos encontrados no presente trabalho.

Os resultados que mostram que a maior renda está associada a maior chance de matricular os filhos em escola privada corroboram uma ampla literatura (GOLDRING e ROWLEY 2008; BUTTIN, CORDES e KIRBY, 1998; JIMENEZ, LOCKHEED e PAQUEO, 1991). Esse resultado, no entanto, pode ser preocupante no sentido que pode perpetuar diferenças educacionais ao longo das gerações. Segundo Ferreira (2001), a desigualdade educacional perpetua-se no longo prazo, pois, os recursos direcionados pelo poder político não são suficientes para aumentar a qualidade da escola pública que é frequentada pelas pessoas de menor renda.

Ademais, conforme Ferreira (2001), a desigualdade educacional pode persistir na ausência de um mercado de crédito ao nível da educação básica que seja capaz de financiar a uma educação de qualidade (no caso discutido pelo autor, privada) para aqueles que não têm condições, gerando uma renda menor de geração em geração, ocasionando uma armadilha da pobreza. Assim como Glomm (1997), porém essa armadilha está associada a um maior desequilíbrio no poder político que está correlacionado positivamente com a riqueza. O autor afirma haver um ciclo vicioso que é perpetuado para todas as gerações.

França e Gonçalves (2013) mostram que há um aumento no número de estudantes do ensino fundamental em escolas privadas. Segundo Sampaio e Guimarães (2009) o aumento da renda nos últimos anos pode ter sido o grande propulsor da migração das escolas públicas para as privadas. Porém, ainda há um grande número de pessoas em escolas públicas e, ainda de acordo com os autores, há diferenças grandes entre escolas privadas e públicas no Brasil. Assim, de acordo com Ferreira (2001), as diferenças de qualidade entre o ensino público e privado são tão grandes que, uma vez que o agente possa arcar com a educação privada, ele tomará a decisão por custear os estudos. Alves (2010) mostra que, de acordo com os resultados do SAEB (Sistema de Avaliação da Educação Básica) 2005 para o Rio de Janeiro, alunos de escola privada possuem resultados superiores aos de escolas municipais. A autora salienta que os melhores resultados apontados podem manter a estratificação educacional. Não há, no entanto, uma certeza de que a matrícula dos filhos em escolas privadas seja a escolha pela melhor qualidade, uma vez que escolas públicas podem possuir maior qualidade educacional que as privadas. Outro ponto que deve ser salientado é que em muitos casos, a grande distância de escolas públicas ou a ausência de oferta de vagas na rede pública – salienta-se o caso de educação infantil – obriga os pais a gastos em escolas privadas.

5 Considerações finais

No presente trabalho foram analisados os determinantes da escolha da família quanto à rede de ensino segundo os tipos de arranjos familiares e a ordem de nascimento das crianças. Os arranjos familiares estão sofrendo mudanças no Brasil. Tanto as famílias monoparentais

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estão crescendo quanto o chefe do domicílio está se alterando, com ênfase para o crescimento das mulheres nesse papel. Como a família altera os investimentos na educação dos filhos de acordo com as suas preferências e restrições orçamentárias, os diferentes arranjos familiares podem ter incentivos diversos no momento de matricular a criança em uma escola privada. Os pais, ao pensarem em qual rede de ensino matricularão os seus filhos, podem analisar diferentes fatores como a renda e a qualidade do ensino.

No Brasil, há uma grande diferença entre os ensinos público e privado. Sendo assim, os pais que possuem condições financeiras para arcar com os custos dos estudos dos seus filhos, podem optar por pagar por um ensino privado ao invés de matricular em um ensino gratuito. Cabe destacar que, o estudo visa analisar as matriculas na rede privada não como uma defesa em função de tal rede de ensino ou um incentivo a mesma, mas sim como as escolhas parentais que levam a decidirem arcar com os custos da educação, embora exista oferta gratuita de ensino.

Para isso, foi realizada uma regressão com o modelo logit com as variáveis que afetam essa escolha. Encontrou-se que o sexo da criança afeta as chances de a mesma estudar em uma rede privada se ela estiver em um arranjo monoparental feminino ou casal feminino. Nesses casos, o filho homem tem menores chances de frequentar uma escola privada. Esse resultado aponta para um comportamento altruísta da mulher. Além de mostrar que essa preferência, pode ser uma tentativa de empoderamento da menina para que ela não passe pelas mesmas dificuldades que a mãe.

Ademais, encontrou-se no estudo a importância da ordem de nascimento dos filhos uma vez que afeta as chances de a criança estudar na rede privada. O primogênito e o segundo filho têm chances maiores de frequentar o ensino privado se comparado com os filhos nascidos posteriormente, independente do arranjo familiar. Entretanto, se observa uma exceção, pois, o segundo filho que se encontra no ensino infantil e que está em um arranjo parental que é casal feminino apresenta chances menores de estudar na rede privada, se comparado com os seus irmãos mais novos.

No entanto, o trabalho possui duas limitações. A primeira é que por meio da PNAD só é possível identificar a relação de parentesco com o chefe da família, logo não há como afirmar que o cônjuge é o pai ou mãe da criança, ainda que o arranjo familiar seja identificado. A segunda é que as escolas privadas podem ter uma qualidade inferior a pública apesar de não ser o que o ocorre na média. Sendo assim, famílias podem estar tendo um gasto com educação, mas o estabelecimento possui uma baixa qualidade de ensino. Ademais, encontrou-se que a chance de estudar na rede privada diminui conforme os níveis de ensino aumentam. Ou seja, estar no ensino infantil faz com que se tenha mais chances de frequentar a rede privada.

No Brasil, o número de creches públicas é pequeno. Em 2015, de acordo com o Censo Escolar da Educação Básica, divulgado pelo Instituto Nacional de Estudos e Pesquisas Educacionais (INEP) no Estado de São Paulo o número de creches municipais eram 5.298 enquanto que as escolas privadas somavam 7.617, na área urbana. Ademais, nos Estados de Alagoas, Amapá, Bahia, Distrito Federal (estadual), Minas Gerais, Paraíba, Pernambuco, Rio de Janeiro, Rio Grande do Sul e Sergipe o número de creches privadas é superior as municipais urbanas, com exceção do Distrito Federal que se compara com as creches estaduais. A redução no número de membros das famílias brasileiras juntamente com os incentivos a entrada das mulheres no mercado de trabalho, coloca uma pressão sob a demanda de vagas em creches. Porém, devido a escassez de opções ou vagas os obrigam a arcar com os custos de tal decisão. A redução das chances de frequentar o ensino privado conforme aumenta o nível de ensino pode ser acarretado pelo aumento da oferta das escolas públicas nos ensinos fundamental e médio ou por causa da competição, em que duas crianças precisam competir pelos mesmos recursos e independe do arranjo familiar no qual o filho se encontra.

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A família que possui mais de um filho pode estar sendo estimulada a priorizar a educação do mais novo uma vez que terá de pagar pela mesma devido à falta de vagas em creches públicas ou a falta de parentes para cuidar do mais novo. Assim, a criança mais velha estaria sendo obrigada a mudar de rede de ensino condicionada pela presença do irmão mais novo. As evidências suportam a implementação de políticas públicas voltadas para as creches públicas afim de poder dar oportunidade a todos. De acordo com Heckman (2000), investir na educação nos anos iniciais é fundamental para a vida da criança. Os investimentos no ensino infantil são os que trazem um maior retorno e, portanto, não existe política pública mais eficaz do que investir na educação das crianças nos primeiros anos de vida. (BECKER e TOMES, 1979; HECKMAN, 2000). Segundo os resultados, se o menino estiver em qualquer um dos arranjos estudados, as chances de frequentar a rede privada diminuem. Sendo assim, é preciso analisar políticas públicas para que os meninos permaneçam estudando até a conclusão do ensino básico. Além disso, estimativas mostram que os meninos, em média, tendem a estudar menos se comparado as meninas. Esse menor tempo de estudo pode ser devido ao ingresso antecipado no mercado de trabalho que, por vezes, leva a evasão escolar.

Através do estudo foi possível analisar que o arranjo monoparental masculino é o que possui o comportamento mais diversificado se comparado com os demais. Esse arranjo merece uma investigação mais profunda porque as evidencias apontam que as preferências entre os sexos são distintas. Halpern (2004), por exemplo, aponta que os formuladores de política devem ter atenção para o estresse que os pais que trabalham sofrem, em especial os chamados “pais solteiros”. Conforme o autor, somente após uma visão compreensiva sobre as mudanças na família e impactos sobre os resultados e bem-estar é que as políticas públicas poderão ser bem-sucedidas.

REFERÊNCIAS

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APÊNDICE A

Tabela A1 – Análise de componentes principaisVariável KMO UniquenessCelular 0,743 0,794

Tv por assinatura 0,779 0,643Acesso à internet 0,729 0,483

Carro 0,73 0,539Máquina de lavar 0,715 0,463

Fonte: Elaborado pelos autores