ribeiro 2012 dados

INTRODUO

A oestabelecer o padro e a fora da associao entre a classe de ori-gem, definida pela ocupao do pai quando o filho estava cres-cendo, e a classe de destino, definida pela ocupao do filho adulto, asanlises sobre mobilidade social possibilitam o estudo sinttico da de-sigualdade de oportunidades de ascenso social. NoBrasil h informa-es sobre os padres e tendncias da mobilidade social para as dca-das de 1970, 1980 e 1990 (dados das Pesquisas Nacionais por Amostra-gem Domiciliar PNADs de 1973, 1982, 1988 e 1996). Os dados brasi-leiros so de alta qualidade e foram analisados em diversos estudostratando de vrios aspectos relevantes no s damobilidade de classesou ocupacional, medida pelo percentual total (taxas absolutas) de fi-lhos adultos em posies de classe de destino diferentes de sua classede origem (de seus pais), como tambmdo grau, dos padres e dasmu-danas na desigualdade de oportunidades ou na fluidez social (termossinnimos), medida pelas chances relativas de pessoas com classes deorigem diferente alcanarem classes de destino iguais (Silva, 1979;

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Revista Dados 2012 Vol. 55 no 31 Reviso: 05.11.2012Cliente: Iuperj Produo: Textos & Formas

* Agradeo aos dois pareceristas pelos comentrios. As sugestes e crticas foram extre-mamente teis paramelhorar o texto, a apresentao dos conceitos e algumas anlises. Aresponsabilidade pelo resultado final , obviamente, deminha inteira responsabilidade.Este artigo usa dados coletados durante o projeto Dimenses Sociais das Desigualda-des coordenado por Nelson do Valle Silva e financiado pelo Conselho Nacional de De-senvolvimento Cientfico e Tecnolgico (CNPq)/Instituto do Milnio.

DADOS Revista de Cincias Sociais, Rio de Janeiro, vol. 55, no 3, 2012, pp. 641 a 679.

Quatro Dcadas de Mobilidade Social no Brasil*

Carlos Antonio Costa RibeiroProfessor e pesquisador do Instituto de Estudos Sociais e Polticos (IESP), da Universidadedo Estado do Rio de Janeiro (UERJ). E-mail: [email protected]

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Pastore, 1981; Silva e Roditi, 1986; Scalon, 1999; Silva, 1999; Pastore eSilva, 2000; Ribeiro e Scalon, 2001; Ribeiro, 2006; Ribeiro, 2007). O obje-tivo deste artigo apresentar anlises para a primeira dcada do sculoXXI, ou seja, apresentar anlises usando os dadosmais recentes coleta-dos no final de 2008. Assim, o artigo pretende completar uma srie his-trica de quatro dcadas (1970, 1980, 1990 e 2000).

O que ocorreu com amobilidade social e a desigualdade de oportuni-dades entre 1996 e 2008 extremamente relevante, tendo em vista queo pas passou pormudanas significativas neste perodo. Em particu-lar, entre meados da dcada de 1990 e o fim da dcada de 2010 houveuma diminuio significativa da desigualdade de renda1. Vrios fato-res contriburam para esta diminuio, entre os quais se pode citar oaumento da escolaridade da populao, as polticas de transfernciade renda, e a diminuio dos retornos educacionais (Ferreira et alii,2006). Um estudo anterior (Torche e Ribeiro, 2010) mostra que, assimcomo ocorre com a diminuio da desigualdade de renda, h umatendncia de diminuio na desigualdade de oportunidades de mo-bilidade social que, entre 1988 e 1996, parece estarmais fortemente re-lacionada diminuio da associao entre educao alcanada eclasse de destino. Em outras palavras, a diminuio observada na de-sigualdade de oportunidades tambm parece estar relacionada di-minuio dos retornos educacionais. Em outros pases europeus,Frana e Sucia, o principal mecanismo parece ser o de equalizaoeducacional ou diminuio das desigualdades de oportunidadeseducacionais (Breen, 2004; Breen e Jonsson, 2007), enquanto nos Esta-dos Unidos o mecanismo de composio relacionado expanso uni-versitria parece ter sido o mais importante (Hout, 1988). Tendo emvista que no Brasil houve uma enorme expanso educacional nasduas ltimas dcadas, estes mecanismos observados em outros pa-ses podem ter se tornadomais relevantes desdemeados da dcada de1990. De fato, nas ltimas duas dcadas houve quatro mandatos pre-sidenciais que, de certa forma, contriburam efetivamente para avan-ar polticas de estabilizao monetria, crescimento econmico, ex-panso do sistema educacional e proteo social. Portanto, verificar oque ocorreu com amobilidade social e a desigualdade de oportunida-des neste perodo altamente relevante.

Como mencionamos, estudos anteriores indicam que o mecanismo dediminuio dos retornos educacionais est relacionado s tendnciasdas desigualdades de renda e de oportunidades de mobilidade social

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(Torche e Ribeiro, 2010; Ferreira et alii, 2006). No caso da desigualdadede renda, se outros aspectos no se modificam, um aumento do acessoa nveis educacionais mais elevados faz com que aumente a oferta demo de obra qualificada. Consequentemente, os retornos em rendapara esta mo de obra tendem a diminuir levando, assim, a uma dimi-nuio da desigualdade de renda porque a diferena salarial entre osque tm educaomais elevada e os que tmmenos escolaridade dimi-nui. No caso da mensurao da desigualdade de oportunidades demobilidade social, medida pela associao entre classe de origem e dedestino, possvel fazer uma decomposio em quatro fatores envol-vendo classe de origem (que denominaremos de O), classe de destino(que denominaremos de D) e educao alcanada (que denominare-mos de E).

Os caminhos ou fatores que determinam a ligao entre origem e desti-no de classe so: (1) a associao entre origem de classe (O) e educaoalcanada pelos filhos (E) caso esta associao (OE, entre origem eeducao) diminua podemos dizer que diminuiu a desigualdade deoportunidades educacionais (mecanismo de equalizao educacional); (2)a associao entre educao (E) e classe de destino (D) caso esta asso-ciao (ED, entre educao e destino de classe) diminua podemos dizerque houve uma diminuio nas vantagens geradas por diplomas edu-cacionais (mecanismo de diminuio dos retornos educacionais); (3) a asso-ciao entre origem (O) e destino de classes (D) nos diferentes nveiseducacionais (E) caso haja aumento percentual de pessoas comdiplo-mas de ensino mdio e superior e a associao entre origem e destinode classe seja mais fraca nestes nveis educacionais (ODE, associaoentre origem e destino em cada nvel educacional) pode haver uma di-minuio da desigualdade de oportunidades (mecanismo de composi-o); e (4) a associao direta, controlando por educao, entre classe deorigem (O) e de destino (D) caso esta associao (OD|E, associaoentre origem e destino descontando o efeito de educao) diminua po-demos dizer que as vantagens e desvantagens passadas diretamentede pais para filhos diminuram (mecanismo de aumento da fluidez lqui-da). Ao observar a associao entre origem e destino de classe sem con-trolar estatisticamente pela educao alcanada pelos filhos, no sabe-mos qual dos quatro componentes, ou mecanismos, mais relevante.Ao passo que, ao fazermos a decomposio dos quatro efeitos, pode-mos verificar qual deles mais contribui para as tendncias de diminui-o da desigualdade de oportunidades. Sendo assim, ao estudar as de-sigualdades, seja de renda ou de oportunidades, importante ir alm

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da simples mensurao de suas tendncias histricas e nveis (tama-nho da desigualdade) para uma melhor especificao de suas caracte-rsticas e aspectos. No caso deste artigo, pretendemos verificar em quemedida cada um dos quatro mecanismos descritos acima explica astendncias, j conhecidas, de diminuio da desigualdade de oportu-nidades desde a dcada de 1970, e em particular de 1996 a 2008, pero-do para o qual ainda no h anlises realizadas. Sabemos que entre1973 e 1996 o mecanismo de diminuio dos retornos educacionais desem-penhou papel importante, mas no sabemos o que ocorreu desde en-to. A retomada do crescimento econmico, a diminuio da desigual-dade de renda e a expanso do nvel educacional da populao foramimportantes mudanas desde 1996 que podem ter tido impactos nosmecanismos descritos acima.

Neste artigo apresentamos anlises tanto para homens quanto paramulheres. Por muitas dcadas as anlises sobre mobilidade de classese concentraramna anlise dos dados para homens. Para justificar essaestratgia os estudiosos lanavam mo do argumento de que os ho-mens tinham participao mais constante no mercado de trabalho doque asmulheres e que, portanto, a definio de classe social das famli-as poderia ser dada apenas pela posio dos homens (Goldthorpe,1983). Hoje em dia este tipo de abordagem parece no fazer mais senti-do dado o enorme aumento da participao feminina no mercado detrabalho. Neste sentido, apresentamos as tendncias e os padres demobilidade e de fluidez social tanto para homens quanto paramulheres.

O artigo est dividido em sete partes, incluindo a Introduo. Asegun-da descreve o contexto de mudanas sociais e econmicas no perodoestudado. A terceira seo apresenta os dados, as variveis, os princi-pais conceitos e osmodelos estatsticos usados para estimar as tendn-cias da fluidez social (desigualdade de oportunidades). Aquarta seodiscute brevemente as taxas absolutas de mobilidade social e as ten-dncias de expanso do nvel educacional da populao entre 1973 e2008. A quinta se dedica discusso das anlises e resultados sobre astendncias da desigualdade de oportunidades (fluidez social) para ho-mens e mulheres entre 1973 e 2008. A sexta parte apresenta simulaesque permitem determinar qual dos quatro mecanismos descritos aci-ma caracteriza melhor as tendncias da fluidez social. No final so re-sumidas as principais concluses e suas implicaes.

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MOBILIDADE SOCIAL NO BRASIL MODERNO

Do incio da dcada de 1970 ao final dos anos 2000 o Brasil passou pordiversas transformaes importantes que afetaram a dinmica das de-sigualdades de oportunidades de mobilidade social. Na realidade jh alguns estudos que avaliam o que ocorreu at 1996, data da ltimapesquisa do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatstica (IBGE) comdados sobre mobilidade social (Pastore e Silva, 2000; Ribeiro, 2007;Torche e Ribeiro, 2010). O objetivo deste artigo completar esta sriehistrica at o final da ltima dcada. De qualquer forma, vale a penadescrever brevemente os desenvolvimentos econmicos e sociais queocorreram desde o incio do perodo, desde a dcada de 1970, e que ti-veram impactos importantes nas tendncias da mobilidade social e dadesigualdade de oportunidades (fluidez social).

Sabemos que entre 1973 e 1982, anos das duas primeiras pesquisas(PNADs) analisadas neste artigo, o Brasil ainda experimentava as con-sequncias de um perodo de acelerado crescimento econmico, queveio acompanhado de um aumento sem precedentes da urbanizao.Este perodo , portanto, caracterizado por fortes mudanas na estru-tura de classes brasileira que afetaram enormemente a dinmica da de-sigualdade de oportunidades e da mobilidade social. De fato, Ribeiro(2007)mostrou que uma enorme diminuio da desigualdade de opor-tunidades ocorreu neste perodo, bem como grandes fluxos de mobili-dade das classes sociais rurais para as urbanas. Fora a Coreia do Sul,nenhum outro pas se caracterizou por tanta mobilidade social dasclasses rurais para as urbanas como o Brasil na dcada de 1970 (Ribei-ro, 2007). Adesigualdade de oportunidades tambm diminuiu signifi-cativamente, embora tenha permanecido maior no Brasil do que emoutros pases (Ishida, 2005; Breen e Jonsson, 2007).

Este perodo de crescimento foi seguido por duas dcadas de estagna-o econmica. De 1982 at o final dos anos 1990 a economia brasileirapraticamente no cresceu e os nveis de desigualdade de renda conti-nuaram extremamente elevados. A desigualdade de oportunidades,no entanto, permaneceu diminuindo como indicado em diversos estu-dos (Ribeiro, 2007; Torche e Ribeiro, 2010), embora a diminuio tenhasidomaior entre 1973 e 1982 (Ribeiro, 2007). Adcada de 1980 tambmse caracterizou por uma grande expanso domercado de trabalho, quepassou a contar crescentemente com a participao feminina (Hasen-balg, 1988; Hasenbalg e Silva, 2003). Embora a crise tenha sido forte e


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os nveis de inflao tenham sido osmais elevados de toda a histria dopas, foi durante a dcada de 1980 que se iniciou umprocesso tardio deexpanso do acesso ao sistema educacional. A partir de 1982, quandodiversos governos de oposio foram eleitos nas primeiras eleies di-retas para governador depois de um longo perodo de ditaduramilitar,se iniciou uma forte expanso dos sistemas educacionais de nvel pri-mrio (fundamental) e secundrio (mdio) (Franco et alii, 2007)2.

As tendncias da desigualdade de oportunidades (fluidez social) du-rante este perodo j foram amplamente analisadas, mas o que ocorreudesde 1996 ser analisado pela primeira vez neste artigo. O perodomais recente se caracterizou por mudanas considerveis no planoeconmico e social do pas. Quatromandatos presidenciais foram con-cludos, dois de Fernando Henrique Cardoso e mais dois de Luiz In-cio Lula da Silva. Embora analistas deste perodo tendam a dividir osdoismandatos e avaliar as diferenas entre ambos os governos, no casoda mobilidade social intergeracional e da desigualdade de oportuni-dades mais relevante analisar o perodo todo em conjunto. Ou seja,no pertinente fazer uma diferena fina do impacto de cada um dosgovernos sobre as tendncias da mobilidade e da desigualdade deoportunidades. Em conjunto os quatro mandatos avanaram em im-portantes fatores que podem ser correlacionados s tendncias quedescrevemos e analisamos neste artigo.

Em1994 a inflao, que na dcada de 1980 ficou completamente fora decontrole, foi finalmente vencida, o que contribuiu bastante para a di-minuio da pobreza e da desigualdade de renda no pas (Ferreira etalii, 2006). Tambm foi a partir da dcada de 1990 que houve uma ex-panso realmente significativa do sistema educacional brasileiro. Fois na primeirametade da dcada de 1990 que o acesso das crianas e jo-vens ao ensino fundamental e mdio chegou perto da universalizao.Alm disso, a desigualdade de renda diminuiu lentamente at o incioda dcada de 2000, quando comeou a declinar de forma bastantemaissignificativa. Adcada de 2000 tambmpode ser vista como aquela emque o crescimento econmico foi retomado no pas. Todos estes fatorespodem ter influenciado as tendncias da desigualdade de oportunida-des entre 1996 e 2008 (anos das duas ltimas pesquisas analisadas nes-te estudo). importante ressaltar que neste artigo estamos tratando damobilidade intergeracional, entre a gerao dos pais e a dos filhos, eprincipalmente da desigualdade de oportunidades, mensurada pelaassociao estatstica entre classes de origem (dos pais) e de destino

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(dos filhos). Estes fenmenos populacionais tendem amudar de formamais lenta do que outros fenmenos sociais, o que significa que as ten-dncias observadas anteriormente devem ter continuado seguindo omesmo caminho que j foi descrito em trabalhos anteriores analisandoos dados das dcadas de 1970, 1980 e 1990 (Pastore e Silva, 2000; Ribei-ro, 2007; Torche e Ribeiro, 2010). Tambmpodemos pensar de forma in-versa, ou seja, pensar que mesmo pequenas mudanas entre 1996 e2008 podem ser interpretadas como altamente relevantes.

DADOS, VARIVEIS, CONCEITOS E MTODOS

Dados

Neste artigo usamos dados das PNAD-IBGEde 1973, 1982, 1988 e 1996.Todas essas pesquisas incluem informaes sobre mobilidade social,ou seja, informaes sobre a ocupao do pai dos respondentes quan-do estes estavam crescendo. Alm das PNADs, usamos a Pesquisa Di-menses Sociais das Desigualdades (PDSD daqui em diante) de 2008.Em conjunto estas pesquisas permitem estudar quatro dcadas de mo-bilidade social no Brasil. Tanto a PNAD quanto a PDSD so amostrasrepresentativas da populao brasileira urbana e rural, com exceoda rea rural das regies Norte e Centro-Oeste, que foram excludasdas pesquisas posteriores a 1973 para garantir comparabilidade. Asamostras construdas incluem apenas homens emulheres que estavamnomercado de trabalho nomomento da pesquisa e para os quais haviainformao para ocupao de seus pais. Nas PNADs as amostras dehomens e mulheres entre 30 e 64 anos de idade so respectivamente de32.333 homens e 8.852 mulheres em 1973; 52.615 homens e 16.719 mu-lheres em 1982; 58.500 homens e 15.043 mulheres em 1988; e 68.760 ho-mens e 16.824 mulheres em 1996. Na PDSD todos os chefes e cnjugesforam entrevistados, mas usamos aqui apenas os dados para pessoasentre 30 e 64 anos de idade que estavam nomercado de trabalho e cominformao relevante para ocupao dos pais e dos respondentes o queresulta em uma subamostra de 2.713 homens e 2.189 mulheres. Asamostras das PNADs e da PDSD so inteiramente probabilsticas e es-tratificadas emmltiplos estgios, o que permite inferncias acuradasdos parmetros populacionais. As amostragens seguem um procedi-mento probabilstico em trs etapas. Na primeira foram selecionadosos municpios, na segunda os setores censitrios dentro dos munic-pios, e na terceira os domiclios dentro dos setores3.


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Variveis e Conceitos Bsicos

Adesigualdade de oportunidades mensurada pela correlao ou as-sociao entre classe de origem, definida pela ocupao dos pais dosrespondentes quando estes estavam crescendo, e classe de destino,mensurada pela ocupao dos respondentes na semana e/ou ano dapesquisa. Neste artigo, usamos o esquema de classes CASMIN4 comseis categorias: Profissionais e administradores (I+II), Trabalhadoresno manuais de rotina (IIIab), Pequenos proprietrios com e sem em-pregados (IVab), Trabalhadores rurais e pequenos fazendeiros(IVc+VIIb), Trabalhadores manuais qualificados (V+VI), e Trabalha-dores manuais no qualificados (VIIa). Este esquema de classes seguea ideia de que as posies na estrutura de classes so determinadas pordiferentes relaes de emprego e mercado (Goldthorpe e Erickson,1993). As diferentes classes se caracterizariam por nveis altos ou bai-xos de especificidade nos ativos de capital humano que os indivduosnaquelas posies comandam, e pela dificuldade demonitorar o traba-lho destes indivduos (Goldthorpe, 2000). Os profissionais e adminis-tradores (I+II) tm alto nvel de capital humano e exercem atividade dedifcil monitoramento, ou seja, tm muita liberdade para executar seutrabalho. Aclasse de trabalhadores nomanuais (IIIab), principalmen-te burocratas e pessoal de escritrio e vendas, conta com indivduoscom baixo capital humano e cujo trabalho passvel de algummonito-ramento. A classe de pequenos proprietrios (IVab) composta porpessoas que trabalhampor conta prpria e, portanto, tmuma situaode emprego muito diversa da dos outros empregados. As classes detrabalhadores rurais (IVc+VIIb), trabalhadoresmanuais no qualifica-dos urbanos (VIIa) e trabalhadores qualificados (V+VI) so compostaspor indivduos com pouco capital humano e cujos trabalhos so moni-torados rigidamente. So as classes trabalhadoras tradicionais.

Um esquema com apenas seis classes , obviamente, altamente agrega-do, ou seja, h muita variao dentro de cada classe. Certamente, seriamelhor usar um esquema com mais categorias, mas, para nossos pro-psitos comparativos que levam em conta diversas dimenses (educa-o, origem, destino, perodo e sexo) emudanas ao longodo tempo, astabelas no podem ser muito desagregadas5. Alm disso, a compara-o com os dados para 2008 s pode ser feita quando diminumos o n-mero de categorias de classe para seis, ou seja, h limitao nos dadosque nos leva a perder poder explicativo. No entanto, as tendncias ob-servadas no mudam quando usamos mais categorias para a anlise

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dos quatro primeiros anos6. Nosso principal objetivo neste artigo es-timar as tendncias temporais e no explicar emdetalhes os padres deassociao entre classes de origem e de destino.

Classes de origem e destino so combinadas em tabelas de mobilidadesocial (6 por 6) para cada ano (1973, 1982, 1988, 1996, e 2008). Estas ta-belas so usadas para estimar as tendncias histricas na associaoentre origem e destino, o que tambm conhecido como grau de flui-dez social ou de desigualdade de oportunidades. Alm disso, as tabe-las so usadas para mensurar as taxas absolutas de mobilidade social,ou seja, o percentual de pessoas que se encontram em posies de clas-se diferentes de seus pais ou quemudaramde uma classe de origem es-pecfica para alguma outra classe de destino, ou ento que permanece-ram na mesma classe de seus pais.

Aqui cabe uma pequena digresso para explicar a diferena entre osconceitos demobilidade social e de desigualdade de oportunidades. Oprimeiro conceito normalmente usado para se referir aos percentuaistotais de mobilidade social entre classes de origem e de destino. Na li-teratura sobremobilidade e estratificao social estes percentuais j fo-ram denominados de taxas absolutas de mobilidade social, mobilida-de estrutural ou simplesmente mobilidade social. Todos os termos sereferem a clculos percentuais usando as tabelas oumatrizes cruzandoclasses de origem por classes de destino. O segundo termo, desigual-dade de oportunidades (de mobilidade social), tambm j foi denomi-nado por diferentes termos, tais como taxas relativas demobilidade so-cial, fluidez social, mobilidade de circulao ou desigualdade de opor-tunidades. Atualmente esta ideia definida pela associao estatsticaentre classes de origem e de destino. Na literatura sociolgica essa as-sociao mensurada a partir das razes de chances estimadas pormodelos log-lineares. De forma simples, podemos dizer que essas ra-zes de chance comparam as chances de pessoas com origens em clas-ses sociais distintas (alta e baixa, por exemplo) alcanarem as mesmasclasses sociais de destino (alta, por exemplo) ao invs de outra classe(baixa, por exemplo). Se estas chances relativas, ou vantagens relati-vas, diminuem ao longo do tempo dizemos que houve diminuio nadesigualdade de oportunidades, caso aumentem dizemos que houveaumento deste tipo de desigualdade, e caso no mudem dizemos queno houvemudana nas desigualdades. Portanto, paramensurar a de-sigualdade de oportunidades necessrio estimar modelos estatsti-cos, que, no caso de dados categricos como os usados neste artigo, so


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os modelos log-lineares (apresentaremos a seguir os modelos usadosneste artigo).

Alm das variveis para classes de origem e de destino para perodo(1973, 1982, 1988, 1996 e 2008) tambm usamos outra para qualificaoeducacional. Como estamos analisando dados para pessoas que ti-nham entre 30 e 64 anos em cada umdos anos das pesquisas utilizadas,temos que levar em conta a poca em que estas pessoas passaram pelosistema educacional. As pessoas mais velhas de nossas amostras ti-nham 64 anos em 1973 e, portanto, podem ter entrado na escola comseis anos de idade, ou seja, em 1915. J as pessoasmais jovens de nossasamostras, com 30 anos em 2008, podem ter entrado na escola com seisanos, em 1984 e completado a universidade com 25 anos em 2003. Emoutras palavras, estamos tratando de um longussimo perodo de mu-danas no sistema educacional, o que torna necessrio encontrar umaclassificao de etapas do sistema educacional que seja vlida para acomparao ao longo de todo o perodo. Por exemplo, at 1971 a esco-laridade era obrigatria apenas para as quatro primeiras sries (queeram denominadas de educao elementar). A partir desta data o pri-mrio, incluindo oito sries, passou a ser obrigatrio por lei para todasas crianas. Para possibilitar a comparaomensuramos a educao daseguinte forma: 0 a 3 anos de escolaridade (equivalente ao antigo ele-mentar incompleto); 4 anos de escolaridade (equivalente ao antigo ele-mentar completo, ou metade do primrio); 5 a 7 anos de escolaridade(equivalente ao antigo primrio incompleto); 8 a 10 anos de escolarida-de (equivalente ao antigo primrio completo); 11 anos de escolaridade(equivalente ao antigo secundrio completo); e alguma educao su-perior ou 12 anos ou mais de escolaridade. As anlises so feitas sepa-radamente para homens e mulheres que se encontravam no mercadode trabalho, ou seja, no fazemos nenhuma comparao direta (usan-do o mesmo modelo estatstico) entre homens e mulheres. O principalobjetivo analisar as tendncias histricas, ao longo do perodo quevai de 1973 a 2008, da desigualdade de oportunidades (fluidez social)para homens e mulheres.

As variveis para classes de origem (O), classes de destino (D) e educa-o alcanada (E) so organizadas em diferentes tabelas (comparadasao longo dos cinco anos separadamente para homens e mulheres) como objetivo de analisar o impacto de quatro mecanismos que podem terinfluenciado as tendncias da desigualdade de oportunidades (ou flu-idez social) entre 1973 e 2008. O principal objetivo verificar qual, ouquais, destes quatro mecanismos explica a diminuio da desigualda-

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de de oportunidades observada entre 1973 e 2008. Os quatro mecanis-mos, que foram descritos acima, podem ser observados na Figura 1,que esquematiza o tringulo bsico dos estudos de estratificao emo-bilidade social.

As tendncias histricas (ao longo dos anos) da associao entre ori-gem e destino de classe, que define a desigualdade de oportunidades(fluidez social), podem ser influenciadas por quatro fatores: (1) meca-nismo de equalizao educacional definido pela associao entre origemde classe (O) e educao alcanada pelos filhos (E); (2)mecanismo de re-tornos educacionais definido pela associao entre educao (E) e classede destino (D); (3) mecanismo de composio observado se a associaoentre origem (O) e destino de classes (D) for menor nos nveis educa-cionais (E) mais altos (secundrio e tercirio) e se houver aumento per-centual de pessoas nestes nveis ao longo dos anos; e (4) mecanismo defluidez lquida definido pela associao direta, controlando por educa-o (E), entre classe de origem (O) e de destino (D). Quando analisamosa associao entre origem e destino de classe (OD) sem controlar esta-tisticamente pela educao alcanada pelos filhos (E), no sabemosquais dos quatro mecanismos melhor explica as tendncias da desi-gualdade de oportunidades. Ao longo deste artigo vamos utilizar umasrie de modelos log-lineares para analisar o impacto destes quatromecanismos nas tendncias da fluidez social, e em seguida faremos al-gumas simulaes para verificar qual dos quatro explica a maior parteda associao entre origem e destino.

Modelos e Mtodos

Neste artigo analisamos a desigualdade de oportunidades de mobili-dade social ou a fluidez social por meio de modelos log-lineares. Estes


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(1) Equalizao (2) Retornos educacionais

(3) Composio

(4) Fluidez lquida

Origem (O)

Educao (E)

Destino (D)

Figura 1

Elaborao do autor.

modelos so usados para estimar o padro e a fora da associao esta-tstica entre origem e destino de classe. Esta associao nossamedidade desigualdade de oportunidades. Mais especificamente usamos omodelo de interao completa para definir o padroda associao entreorigem e destino de classe (Powers e Xie, 2000). Ou seja, o padro defi-nido pelo conjunto bsico de razes de chances sem que nenhuma es-trutura mais especfica e simples tal como ummodelo topolgico oumodelo de associao ordinal seja definida. O padro de associaocompleta permite capturar toda associao presente em cada tabela.Em cada anlise apresentada organizamos os dados em tabelas distin-tas, agregando em torno de alguma varivel, at finalmente analisar-mos a tabela completa cruzando origem de classe (O) por educao (E)por destino de classe (D) por perodo (P) esta amaior tabela analisa-da (ODEP), ou seja, uma tabela 6x6x6x5 contendo 1080 clulas. Repa-remque analisamos os dados para homens emulheres separadamente,i.e., no fazemos nenhuma comparao direta entre os sexos. As tabe-las analisadas so: (1) origem (O) por destino (D) de classe (sem distin-guir educao) por perodo (P ou ano da pesquisa) o que implica a Ta-bela ODP (6x6x5), (2) origem de classe (O) por educao (E) alcanada(sem distinguir classe de destino) por perodo (P) o que resulta na Ta-belaOEP (6x6x5); (3) origem (O) por destino de classe (D) por educao(E) o que leva Tabela ODE (6x6x6); (4) educao (E) por destino (D) declasse (sem distinguir classe de origem) por perodo (P) o que corres-ponde Tabela DEP (6x6x5); e (4) origem (O) por destino de classe (D)por educao (E) por perodo (P) o que implica a Tabela ODEP(6x6x6x5)7.

Para fazer as comparaes ao longo dos anos (dos perodos, P) usamosduas formulaes dos modelos log-lineares com padro de associaocompleta. A primeira o modelo de associao constante ao longo dotempo ou dos nveis educacionais, nos casos respectivamente de todasas tabelas que usam a varivel para perodo (ano da pesquisa: 1973,1982, 1988, 1996 e 2008) e da tabela que usa a varivel para nveis edu-cacionais sem incluir perodo (Tabela ODE descrita acima). Se omode-lo de associao constante, tambmdenominado demodelo de fluidezconstante, se ajustar bem aos dados de cada tabela, conclumos queno h mudana na fora da associao ao longo to tempo ou entre osnveis educacionais (no caso da Tabela ODE). O segundo modelo queusamos o Unidiff8 (Goldthorpe e Erickson, 1993) ou modelolog-multiplicativo (Xie, 1992) que estima um parmetro (unidiff)para perodo (no caso das tabelas incluindo perodo) ou para educao

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(no caso da Tabela ODE) que multiplica a associao entre origem edestino (OD) ou entre origem e educao (OE) ou entre destino e edu-cao (DE), e assim redefine todas as razes de chances para cada anoestudado (todas as tabelas usando perodo) ou nvel educacional (ape-nas para Tabela ODE). O parmetro estimado unidiff pode ser inter-pretado como uma medida que multiplica a fora da associao (todasas razes de chances). Este modelo unidiff pode ser especificado deduas formas: uma usando, por exemplo, P-1 graus de liberdade (ouseja, nmero de perodos, 5,menos 1 igual a 4 graus de liberdade), e ou-tra definindo um padro linear para o parmetro Unidiff e usando,portanto, apenas umgrau de liberdade. O segundomodelo mais sim-ples e tende a se ajustar melhor aos dados porque a linearidade dese-nhada para se ajustar aos dados e apenas um grau de liberdade usa-do. preciso cautela para escolher entre estes dois modelos exatamen-te porque o segundo confeccionado para se ajustar perfeitamente aopadro de mudanas ao longo do tempo.

No caso das comparaes entre 1973 e 2008, se omodelo log-multipli-cativo (Unidiff-P ou Unidiff-P-linear) se ajustar melhor do que o mo-delo de fluidez constante e o estimador unidiff diminuir ao longodos anos estudados, possvel afirmar que houve diminuio da forada associao entre origem e destino de classe. Em outras palavras, po-demos afirmar que houve diminuio da desigualdade de oportunida-des ou aumento da fluidez social.

As anlises estatsticas usando modelos log-lineares apresentadasabaixo so feitas principalmente a partir da avaliao dos ajustes dosmodelos de fluidez constante e unidiff ou log-multiplicativo aosdados das diversas tabelas. O modelo que melhor se ajustar aos dadosser escolhido e usado para interpretar as tendncias da desigualdadede oportunidades (fluidez social). Para avaliar o ajuste dos modelosusamos trs mtodos: (1) a estatstica L2, ou razo de verossimilhana,que se distribui como qui-quadrado (2); c(2) a comparao hierrqui-ca dosmodelos aninhados (omodelo unidiff mais completo do queomodelo de fluidez constante) usando as diferenas das estatsticas L2

e dos graus de liberdade dos modelos aninhados ou as diferenas dasestatsticas BIC; e (3) o ajuste de acordo com a estatstica BIC, quantomais negativo o valor de BIC melhor o ajuste do modelo aos dados. Aestatstica BIC foi desenvolvida para possibilitar a avaliao do ajustede modelos quando o nmero de casos nas amostras analisadas mui-to grande (Raftery, 1986; 1995), tendo em vista que as estatsticas L2 e 2


653


so muito sensveis ao tamanho das amostras, ou seja, dificultam a se-leo demodelos bons quando as amostras somuito grandes. Nos da-dos que analisamos aqui exatamente isto que ocorre, uma vez que asamostras totais so enormes, mais especificamente 214.921 casos parahomens e 59.627 para mulheres quando comparamos as cinco pesqui-sas analisadas. Portanto, a estatstica BIC ser amplamente utilizada. importante saber que uma diferena de pelo menos -5 pontos entre osBICs de dois modelos no permite determinar qual dos dois se ajustamelhor aos dados (Weakliem, 1999).

A partir da definio de qual dos dois modelos (fluidez constante ouunidiff) melhor se ajusta aos dados, podemos concluir se h ou nomudana na forada associao ao longo dos anos. Caso o segundomo-delo se ajuste melhor devemos avaliar em que direo os estimadoresunidiff seguem para concluir se h diminuio ou aumento da desi-gualdade de oportunidades ao longo dos anos estudados. Os modelosque usamos permitem definir mudanas na fora da associao simul-taneamente para diferentes combinaes entre origem (O), destino (D)e educao (E) ao longo dos anos ou perodos analisados (P). Ou seja,podemos estimarmodelos em que a associaoOD, DE eOE variem si-multaneamente ao longo de P. Os parmetros unidiff para diferentescombinaes deO, D e E ao longo de P so estimado a partir dos dados,ou seja, os dados podem revelar se h ou nomudana na fora das as-sociaes e em que direo (aumento ou diminuio) a mudanaocorre.

MOBILIDADE SOCIAL: TAXAS ABSOLUTAS

Antes de analisar na prxima seo as tendncias na desigualdade deoportunidades demobilidade social (que por vezes tambm chama-da de fluidez social ou taxas relativas de mobilidade), apresenta-mos brevemente as taxas absolutas demobilidade. Ou seja, o total demobilidade e as principais tendncias agregadas. Estas taxas agrega-das, que so apenas clculos percentuais usando as tabelas de mobili-dade, no dizem nada sobre as desigualdades de oportunidades, masapenas indicam os principais movimentos populacionais. So, na rea-lidade, uma maneira de descrever as distribuies das variveis queanalisamos: classes de origem, classes de destino, educao, sexo e pe-rodo (ou ano da pesquisa).

654



As principais distribuies percentuais das variveis de classes de ori-gemedestino (usando o esquemade seis classes), bem comode qualifi-cao educacional, so apresentadas na Tabela 1 para homens emulhe-res. Antes de comear a descrio, obviamente sucinta, destes dados, importante lembrar que estamos tratando de grupos de classe ou ocu-pacionais bastante agregados. Se utilizssemos uma classificaomaisdesagregada (com mais categorias) ou dados contnuos (como statusocupacional ou renda), teramos variao dentro de cada umadas cate-gorias de classe. De qualquer forma, as tendncias gerais parecem serasmesmas e a comparao ao longo do tempo se tornamais simplifica-da ao usarmos poucas categorias. Alm disso, teramos problemas detabelas com muitos zeros caso usssemos mais categorias.

Os dados da Tabela 1 indicam claramente que houve uma enormemu-dana nas distribuies de destino quando comparadas com as de ori-gem de classe. De ummodo geral podemos dizer que em todos os anosobservamos o aumento entre geraes das classes urbanas (I-II, IIIab,IVab, V-VI e VIIa) em relao classe de trabalhadores rurais(VIIb-IVc), o que uma consequncia direta da rpida industrializaobrasileira. Alm disso, observamos uma mudana semelhante ao lon-go dos anos. Por exemplo, em 1973 apenas 11,6% dos homens e 11,1%das mulheres estavam na classe de profissionais e administradores(I-II), nmero que passou respectivamente para 14% e 14,8% em 2008 esta mudana corresponde a um crescimento de 20% no tamanho daclasse I-II. Em contrapartida, o percentual de pessoas com origem nasclasses rurais diminuiu significativamente ao longo dos anos, o quecorrespondeu a um aumento considervel de pessoas com origem nasclasses urbanas (todas menos a VIIb-IVc). H diversas maneiras de re-sumir estas mudanas percentuais, ou taxas absolutas de mobilidadesocial. Amais simples e direta, no entanto, parece ser o ndice demobi-lidade intergeracional total. Esse nmero mede o percentual total depessoas que esto em uma classe de destino diferente de sua classe deorigem. Amobilidade total para homens foi de 55,3% em 1973; 57,7%em 1982; 60,7% em 1988; 60,9% em 1996; e 67,3% em 2008. Para mulhe-res o ndice de mobilidade total foi de 57,5% em 1973; 67,7% em 1982;71,3% em1988; 67,4% em1996, e 75,4% em2008. Embora estes nmerossejam influenciados pelo nmero de classes que estamos usando, sehouvessemais classes os nmeros seriammais altos, o fato importante a tendncia de expanso damobilidade total. Independentemente doesquema usado houve, de fato, um enorme aumento damobilidade to-tal de homens emulheres no Brasil entre 1973 e 2008. importante lem-


655


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Carlos A. Costa Ribeiro

Rev

ista

Da

dos

20

12

Vol.

55n

o3

1R

evis

o:0

5.11

.20

12Cl

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pe

rj

Pr

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Te

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s&

Fo

rm

as

Tab

ela1

Distribuie

sdeClassedeOrige

m,C

lassedeDestino,

eQualificae

sEducacion

aisparaHom

enseMulheres

entre30

e64

Anos

deIdad

equeEstav

amnoMercadodeTrabalhoem

1973,1982,1988,1996e2008

Hom

ens

Mulheres

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

Origem

deClasse(classedopai)

Profe

Admin.(I-II)

4,3%

3,6%

4,7%

5,4%

8,1%

4,3%

4,6%

5,3%

6,2%

8,5%

Trab.

No

man

.Rotina(IIIab

)2,0%

2,1%

2,4%

3,5%

5,9%

2,1%

2,5%

2,8%

3,6%

7,1%

Pequen

osPropriet.(IV

ab)

6,5%

6,8%

6,7%

6,2%

6,2%

6,7%

7,1%

7,6%

6,9%

5,8%

Trab.

Man

uaisQualif.(V-V

I)6,6%

6,4%

7,7%

8,7%

14,9%

5,7%

6,7%

8,2%

8,5%

15,4%

Trab.

Man

.No

Qualif.(VIIa)

8,4%

9,2%

11,5%

14,4%

23,8%

8,4%

10,3%

12,8%

13,1%

24,6%

Trab.

RuraisePeq

.Prop.(VIIb-IV

c)72,2%

71,9%

67,0%

61,7%

41,1%

72,9%

68,8%

63,1%

61,7%

38,6%

Destino

deClasse(classedofilhoou

filha)

Prof.eAdmin.(I-II)

11,6%

9,0%

13,0%

13,6%

14,0%

11,1%

13,2%

16,5%

15,7%

14,8%

Trab.

No

man

.Rotina(IIIab

)6,1%

6,1%

6,9%

7,7%

14,4%

9,9%

11,2%

13,0%

13,7%

28,8%

Peq

uen

osPropriet.(IV

ab)

7,4%

8,5%

10,0%

9,6%

6,8%

2,8%

5,5%

6,5%

6,7%

4,4%

Trab.

Man

uaisQualif.(V-V

I)13,3%

13,2%

14,0%

13,6%

15,6%

12,8%

14,4%

14,1%

12,7%

9,1%

Trab.

Man

.No

Qualif.(VIIa)

24,8%

25,6%

26,0%

28,2%

35,5%

28,0%

32,0%

31,2%

27,6%

35,4%

Trab.

RuraisePeq

.Prop.(VIIb-IV

c)36,7%

34,1%

30,1%

27,3%

13,7%

35,4%

23,7%

18,6%

23,5%

7,6%

QualificaesEducacion

ais(filho

oufilha)

0a3an

osdeestudo

58,8%

49,9%

46,2%

36,7%

15,6%

74,2%

59,1%

36,3%

45,0%

22,5%

4an

osdeestudo(Elem.C

omp.)

19,7%

18,8%

19,6%

18,0%

13,1%

16,3%

19,3%

13,8%

20,7%

17,3%

5a7an

osdeestudo(Prim.Incom

p)

4,0%

8,8%

9,6%

12,1%

15,3%

2,3%

8,9%

7,3%

13,6%

18,8%

8an

osdeestudo(Prim.C

ompleto)

4,4%

5,6%

6,8%

10,8%

16,8%

3,3%

4,7%

4,8%

9,0%

16,9%

9a11

anos

deestudo(M

dio)

3,2%

4,6%

6,1%

9,0%

19,7%

2,6%

4,3%

8,7%

5,7%

15,8%

12ou

maisan

osdeestudo(alg.U

ni.)

4,9%

6,1%

5,8%

6,6%

9,7%

0,7%

1,8%

14,5%

3,0%

4,3%

Mob

ilidad

eIntergeraciona

lTotal

55,3%

57,7%

60,7%

60,9%

67,3%

57,5%

67,7%

71,3%

67,4%

75,4%

N32.333

52.615

58.500

68.760

2.713

8.852

16.719

15.043

16.824

2.189

Fonte:Elabo

raodoau

torcom

base

nasPNADsde1973,1982,1988,1996ena

PDSD

de2008.

brar que os percentuais demobilidade total de homens emulheres nodevem ser diretamente comparados, porque no caso das mulheres es-tamos medindo apenas aquelas que estavam no mercado de trabalho.Tendo em vista que ao longo do perodo houve uma enorme expansoda participao feminina nomercado de trabalho, no faz muito senti-do comparar as taxas totais para homens emulheres. Almdisso, tantopara homens quanto paramulheres estamos usando a ocupao do paiparamedir classe de origem, o que implica, no caso dasmulheres, umacomparao entre ocupaesmasculinas (dos pais) e femininas (das fi-lhas) levando a um aumento artificial da mobilidade total das mulhe-res porque h diferena estrutural na participao de homens (pais) emulheres (filhas) no mercado de trabalho.

Na Tabela 1 tambm apresentamos a distribuio de qualificao edu-cacional ao longo das ltimas quatro dcadas para homens emulheres.Os dados revelam uma impressionante expanso educacional. Em1973, 58,8% dos homens e 74,2% das mulheres de 30 a 64 anos no ti-nham completado as quatro primeiras sries do ensino fundamental.Em 2008, estes nmeros haviam diminudo para 15,2% dos homens e22,5% das mulheres9. Em contrapartida, houve uma enorme expansodo percentual de homens emulheres comeducao primria, secund-ria e superior. Ao analisarmos as tendncias histricas na desigualda-de de oportunidades educacionais vamos testar os possveis impactosdessa expanso educacional.

EXPLICANDO AS TENDNCIAS HISTRICAS DA DESIGUALDADE DEOPORTUNIDADES

Para analisar as tendncias histricas da desigualdade de oportunida-des no Brasil examinamos mudanas na fora da associao estatsticaentre a classe de origemdos homens e dasmulheres, definida pela ocu-pao de seus pais, e a classe de destino em que se encontram na suavida adulta, definida por sua ocupao. Quantomais forte for a associ-ao entre classe de origem e de destino, maior a desigualdade deoportunidades ou, inversamente, menor a fluidez social.

Na Tabela 2 apresentamos as estatsticas de ajuste de dois modeloslog-lineares s tabelas cruzando classes de origem por classes de desti-no por perodo (1973, 1982, 1988, 1996 e 2008) para homens e para mu-lheres entre 30 e 64 anos de idade (Tabelas ODP). O primeiro modelo(fluidez constante) testa a hiptese de que a associao entre origem e


657


destino constante, no muda, ao longo dos cinco anos estudados. Aopasso que o segundo permite que a fora da associao entre origem edestino varie livremente ao longo dos cinco anos. De acordo com a es-tatstica BIC (quanto mais negativa melhor o ajuste), o segundomode-lo se ajusta significativamente melhor aos dados para homens (L2 =283,9; g.l. = 96 e BIC = -858,1) e para mulheres (L2 = 200,3; g.l. = 96 eBIC= -866,3) do que o primeiro modelo (homens: L2 = 343,1; g.l. = 100 eBIC = -846,6; mulheres: L2 = 325,3; g.l. = 100 e BIC = -785,7). Tendo emvista que o segundo modelo revela que a fora da associao entre ori-gem e destino de classe diminuiu significativamente tanto para ho-mens quanto para mulheres entre 1973 e 2008, podemos concluir queh diminuio da desigualdade de oportunidades. Os parmetrosunidiff, que representam a fora da associao entre classes de ori-gem e destino, diminuem constantemente entre 1973 e 2008. H umadiminuio de 19% (1 para 0,82) para homens e de 25% (1 para 0,74)para mulheres na associao entre origem e destino de classe, ou seja,em 2008 a origem de classe dos homens e das mulheres explicava me-nos seu destino de classe do que em 1973.

Tabela 2

Anlise da Tabela Cruzando Origem por Destino de Classe por Perodo (ODP).

Homens e Mulheres entre 30 e 64 anos, Brasil: 1973, 1982, 1988, 1996 e 2008

Homens Mulheres

L2 g.l. BIC L2 g.l. BIC

ODP fluidez constante 343,1 100 -846,6 325,3 100 -785,7

OD-unidiff-P 283,9 96 -858,1 200,3 96 -866,3

1973 1982 1988 1996 2008 1973 1982 1988 1996 2008

1 0,97 0,92 0,90 0,82 1 0,95 0,94 0,78 0,74

OD-unidiff-P linear 290,2 99 -887,5 200,4 99 -899,5

1973 1982 1988 1996 2008 1973 1982 1988 1996 2008

1 1 0,93 0,93 0,86 1 0,95 0,95 0,80 0,75

Fonte: Elaborao do autor com base nas PNADs de 1973, 1982, 1988, 1996 e na PDSD de 2008.

As concluses das anlises acima devem ser apreciadas com cautelaporque no controlam a associao entre origem e destino de classepelo nvel educacional alcanado pelos indivduos. Tendo em vistaque a educao o principal mecanismo de mobilidade social, a liga-o entre origem e destino de classes pode ser consequncia de quatromecanismos distintos envolvendo as associaes entre origem (O),

658



destino (D) e educao (E). O primeiro omecanismo de equalizao, queocorre quando h uma diminuio na associao entre origem de clas-se e qualificaes educacionais alcanadas (associao OE), ou seja,quando h uma diminuio da desigualdade de oportunidades educa-cionais ou das vantagens de classe no acesso e progresso dentro dosistema educacional. Todos os estudos sobre este tema para o caso bra-sileiro indicam que este tipo de desigualdade no mudou ao longo dotempo (Hasenbalg, 1999; Fernandes, 2001; Hasenbalg e Silva, 2003;Ribeiro, 2009, 2011), o que nos leva a duvidar da relevncia destemeca-nismo. O segundo o mecanismo de composio, que ocorre se houveruma expanso muito grande dos nveis educacionais mais altos (ensi-no mdio e universitrio) e se a associao entre origem e destino declasse for mais fraca nestes nveis mais altos (anlise da Tabela ODE).Um estudo anterior usando os dados at 1996 indica que este no oprincipalmecanismo (Torche e Ribeiro, 2010), como estamos usando osmesmos dados apenas acrescentando mais um ano (2008) tambm es-peramos que este no seja o principalmecanismo.Aterceira explicaoseria dada pelo mecanismo de retornos decrescentes educao. Esse pro-cesso se d quando a associao entre educao alcanada e destino declasse (associao ED) diminui, o que deve ser interpretado como umaevidncia de que as vantagens educacionais para a mobilidade socialesto diminuindo. Substantivamente isso significa que as vantagensconferidas por diplomas educacionais no acesso a posies de classemais altas esto diminuindo. Historicamente estas vantagens tm sidoexcessivamente altas no Brasil, porque h um percentual pequeno depessoas comnveis educacionaismais altos. Estemecanismo o princi-pal fator explicando a diminuio da associao entre origem e destinode classe de 1988 a 1996 (Torche e Ribeiro, 2010). As anlises no presen-te artigo permitemobservar se esta tendncia continuoupresente entre1996 e 2008. Finalmente, pode haver uma diminuio da associao di-reta entre origem e destino de classe controlando por educao, ouseja, a associao descontando o efeito da educao. Estas vantagens edesvantagens diretas podem ser expresso de diversos processos so-ciais tais como: discriminao de pessoas com origens em certas clas-ses, redes de conhecimento pessoal favorecendo pessoas com diferen-tes origens, ou at mesmo diferenas de motivao entre indivduos.Havendo uma diminuio destas diferenas teramos o mecanismo deaumento da fluidez lquida.

Para testar a relevncia dos trs primeiros mecanismos ajustamos umasrie de modelos log-lineares s trs tabelas diferentes para o perodo


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Rev

ista

Da

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5.11

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12Cl

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Tab

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Testandoas

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deEqualizao

(OEP),Retornos

Educacion

ais(EDP)eCom

posio

(ODE).

Hom

enseMulheres

entre30

e64

anos,B

rasil:1973,1982,1988,1996e2008

Hom

ens

Mulheres

L2

g.l.

BIC

L2

g.l.

BIC

A.E

qualizao

educacion

al;T

abelaorigem

declasse

por

educaopor

perodo(O

EP).

OEPfluidez

constante

522,7

100

-667

396,4

100

-714,6

OE-unidiff-P

449,8

96-692,3

368,5

96-698,1

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

10,94

0,91

0,88

0,82

10,92

0,91

0,91

0,78

OE-unidiff-Pline

ar454,3

99-723,5

369,9

99-729,9

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

10,95

0,90

0,90

0,85

10,91

0,91

0,91

0,82

B.R

etorno

sed

ucacion

ais.;T

abelaed

ucaopor

destino

declasse

por

perodo(EDP)

EDP

1144,5

100

-45,2

762,6

100

-348,7

ED-unidiff-P

662,7

96-479,3

368,4

96-697,7

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

10,91

0,81

0,76

0,58

10,83

0,72

0,68

0,50

ED-unidiff-Pline

ar662,9

99,00

-514,80

379,36

99,00

-720,50

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

10,91

0,83

0,78

0,61

10,85

0,78

0,70

0,56

(con

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Testandoas

Hipteses

deEqualizao

(OEP),Retornos

Educacion

ais(EDP)eCom

posio

(ODE).

Hom

enseMulheres

entre30

e64

anos,B

rasil:1973,1982,1988,1996e2008

Hom

ens

Mulheres

L2

g.l.

BIC

L2

g.l.

BIC

C.C

omposio

educacion

al.T

abelaorigem

declasse

por

destino

declasse

por

educao(O

DE)

ODE

385,3

125

-1102

242,2

125

-1147

OD-unidiff-E*

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215,03

120

-1118

0a3

45a7

8a10

110a3

45a7

8a10

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11,08

1,05

1,02

1,02

11,18

1,04

0,90

0,86

OD-unidiff-Eline

ar*

124

-1093

124

-1147

0a3

45a7

8a10

110a3

45a7

8a10

11

11

11

11

1,16

11,08

1,08

Fonte:Elabo

raodoau

torcom

base


PDSD

de2008.

*Estes

doismod

elos

aplicam

omultiplicador

unidiffp

aramudan

ana

associao

ODen

treos

nve

ised

ucacion

ais,sem

leva

rem

contaoperodo.

(con

tinu

ao

)

de 1973 a 2008. Os ajustes destes modelos, bem como os parmetrosunidiff mensurando tendncias ao longo do perodo, so apresenta-dos na Tabela 3. Para testar a relevncia dos trs primeirosmecanismosem conjunto com o quarto, estimamos outro conjunto de modeloslog-lineares, cujos ajustes e principais parmetros estimados so apre-sentados na Tabela 4.

Na parte A da Tabela 3 so apresentados os ajustes de dois modelos(fluidez constante e unidiff) tabela cruzando origem de classe poreducao alcanada por perodo (Tabela OEP). Aqui o objetivo testaro mecanismo de equalizao, ou seja, verificar se h diminuio da desi-gualdade de oportunidades educacionais entre 1973 e 2008. De acordocom a estatstica BIC, o modelo unidiff, deixando a associao OEvariar ao longo do tempo, se ajusta melhor aos dados para homens (L2

= 449,8; g.l. = 96 e BIC= -692) do que omodelo de fluidez constante (L2=552,7; g.l. = 100 e BIC = -667). Isto significa que devemos concluir noapenas que a associao entre origem de classe e educao alcanada(OE) diminuiu entre 1973 e 2008, mas tambm que omecanismo de equa-lizao poderia explicar parte da diminuio da desigualdade de opor-tunidades (diminuio da associao OD). No entanto, anlises usan-do apenas os dados para o perodo de 1973 a 1996 indicam que omode-lo de fluidez constante se ajusta melhor. Estes resultados sugerem queamudana na associaoOE ocorreu principalmente entre 1996 e 2008.Para asmulheres a concluso diferente, uma vez que omodelo de flu-idez constante (L2 = 396,4; g.l. = 100 e BIC = -714) se ajusta melhor aosdados do que o unidiff (L2 = 368,5; g.l. = 96 e BIC = -698). Embora asevidncias sejam de que no h diminuio da desigualdade de opor-tunidades educacionais (OE) para mulheres entre 1973 e 2008, os par-metros unidiff estimados indicam que h uma forte tendncia de di-minuio da associao OE entre 1996 e 2008 o parmetro estimadodiminuiu de 0,91 para 0,78 o que representaria uma diminuio consi-dervel na fora da associao OE. Estes resultados indicam que o me-canismo de equalizao no deve ser parte da explicao sobre o aumentoda fluidez dasmulheres entre 1973 e 1996, mas que pode ter alguma re-levncia para o perodo de 1996 a 2008.

Na parte B da Tabela 3 apresentamos o ajuste dosmodelos usados paratestar a relevncia domecanismo de retornos decrescentes educao. Comeste propsito ajustamos dois modelos Tabela cruzando educao al-canada por destino de classe por perodo (tabela EDP): um primeiropara verificar se a associao ED constante, e um segundo deixando

662



esta associao se modificar ao longo do perodo. Neste caso o segun-domodelo se ajustamuitomelhor do que o primeiro para homens (L2=662,7; g.l. = 96 e BIC = -479) e para mulheres (L2 = 368; g.l. = 96 e BIC =-697,7). Portanto, devemos concluir que h mudana significativa naassociao ED ao longo do tempo. De fato, h uma diminuio de 42%(de 1 para 0,58) para homens e 50% (de 1 para 0,50) para mulheres nafora da associao entre educao alcanada (E) e destino de classe(D). Emoutras palavras, h reduo bastante significativa dos retornoseducacionais no Brasil entre 1973 e 2008, mas principalmente para operodo mais recente entre 1996 e 2008.

Este ltimo resultado sugere que a expanso educacional do ensinomdio e superior (ver Tabela 1) levou a uma reduo do prmio de clas-se (equivalente reduo do prmio salarial) obtido pelas qualifica-es educacionais no Brasil. Talvez seja exagerado dizer que houveuma inflao de credenciais, tendo em vista que o pas ainda muitocarente em termos educacionais, mas certamente houve uma diminui-o dos retornos educacionais quando pensados em termos globaiscomo estamos fazendo neste artigo. Provavelmente h alguma formade estratificao dentro dos prprios sistemas educacionais fazendocom que os retornos s qualificaes variem entre tipos de escola e derea de formao no ensino mdio e no universitrio. Alguns estudosrevelam que h enorme estratificao entre escolas pblicas e privadasde ensinomdio (Albanez, Ferreira e Franco, 2002; Albernaz, Ferreira eFranco, 2002; Alvez, 2007), e entre universidades e reas de formaoseletivas e no seletivas de ensino superior (Mello, 2011). Como esta-mos observando os retornosmdios e comohouve expanso de escolase universidades demenor qualidade, faz sentido interpretar as evidn-cias mostrando a relevncia domecanismo de declnio nos retornos educa-cionais como um importante fator contribuindo para a diminuio daassociao entre classes de origem e de destino. Em outras palavras, asevidncias indicam que os retornos decrescentes educao so parteda histria para explicar o declnio da associao entre origem e desti-no de classe quando levamos emconta o nvel educacional alcanado.

Finalmente, na parte C da Tabela 3 apresentamos o ajuste de modelosque testam o poder explicativo do mecanismo de composio. Para tantofazemos comparaes entre dois modelos log-lineares ajustados ta-bela cruzando origem por destino de classe por nvel educacional al-canado (Tabela ODE). O primeiromodelo testa a hiptese de que a as-sociao OD no varia entre os diferentes nveis educacionais, ou seja,


663


a associao entre origem e destino de classe seria independente do n-vel educacional alcanado, ou, em outras palavras, seria igual em to-dos os nveis educacionais. J o segundomodelo permite que a fora daassociao OD seja diferente em cada nvel educacional. De acordocom a estatstica BIC o primeiro modelo se ajusta significativamentemelhor aos dados tanto para homens (L2= 370; g.l. = 125; e BIC = -1102)quanto para mulheres (L2 = 242; g.l. = 125; e BIC = -1147) do que o se-gundo (homens: L2 = 370; g.l. = 120; e BIC = -1057; mulheres: L2 = 215;g.l. = 120; e BIC = -1118). Em suma, omecanismo de composio no podeser usado para explicar o declnio da associao entre origem e destinode classe entre 1973 e 2008. Embora tenha havido uma enorme expan-so educacional por exemplo, em 1973 apenas 8,1% dos homens e3,3% das mulheres tinham segundo grau completo ou mais, ao passoque em 2008 esses nmeros eram 29,4% e 20,1% respectivamente (verTabela 1) as vantagens de classe parecem ser semelhantes em todos osnveis educacionais.

As anlises apresentadas acima sugerem fortemente que h um decl-nio nos retornos de classe s qualificaes educacionais ao longo dosanos e indicam a possibilidade de alguma equalizao educacionalpara homens emulheres entre 1996 e 2008,mas no fornecem evidnci-as de que omecanismo de composio seja relevante. No entanto, paratestar de forma mais completa a influncia das diversas ligaes entreorigem e destino de classe (apresentadas na Figura 1) nas tendnciasda fluidez social, analisamos a seguir as tabelas para homens e mulhe-res cruzando origem por destino por educao por perodo (TabelasODEP).

A Tabela 4 apresenta modelos estimados para testar as tendncias demudana na associao intergeracional de classes levando em conta osmecanismos de equalizao, composio e declnio nos retornos edu-cacionais. O primeiromodelo testa a hiptese de que as associaesOE(origem-educao), ED (educao-destino) e OD (origem-destino) nomudam ao longo do tempo. Este modelo serve como base para a com-parao com os seguintes. Os outros modelos testam mudanas (emforma log-multiplicativa ou unidiff) nos diferentes caminhos li-gando origem a destino de classe passando por educao. O Modelo 2deixa a associao entre origem de classe e educao alcanada (OE)variar ao longo do tempo, o que no melhora o ajuste em relao aoModelo 1 para mulheres e indica uma possibilidade de ajuste melhoraos dados dos homens. No entanto, como a diferena no BIC de ape-

664



665


Rev

ista

Da

dos

20

12

Vol.

55n

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1R

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mdeClassepor

DestinodeClassepor

Educaopor

Perodo(O

DEP).

Hom

enseMulheres

entre30

e64

anos,B

rasil:1973,1982,1988,1996e2008

Hom

ens

Mulheres

1.OEEDOD

2693,8

925

-8312

2088,7

925

-8188

2.OE-unidiff-PEDOD

2639,2

921

-8317

2062,3

921

-8170

3.OEED-unidiff-POD

2213,9

921

-8743

1715,8

921

-8517

Mudan

aliqu

idaem

ED

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

parm

etro

unidiff

10,91

0,80

0,74

0,53

1,00

0,83

0,72

0,68

0,49

4.OEEDOD-unidiff-E

2678,5

920

-8266

2060,7

920

-8161

5.OE-unidiff-PED-unidiff-POD

2189,7

917

-8719

1699,3

917

-8489

6.OEED-unidiff-POD-unidiff-E

2199,5

916

-8698

1691,0

916

-8486

7.OEED-unidiff-POD-unidiff-P

2178,6

917

-8731

1622

917

-8566

Mudan

alquidaem

ED

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

parm

etro

unidiff

10,92

0,82

0,74

0,53

10,84

0,72

0,69

0,49

Mudan

alquidaem

OD

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

parm

etro

unidiff

10,91

0,85

0,91

0,98

10,84

0,83

0,63

0,74

8.OE-unidiffE

D-unidiff-POD-unidiff-P

2177,7

918

-8743

1616,1

917

-8571

Mudan

alqu

idaem

OE

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

parm

etro

unidiff(11112)

11

11

0,95

11

11

0,86

Mudan

alqu

idaem

ED

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

parm

etro

unidiff

10,92

0,82

0,74

0,53

1,00

0,84

0,72

0,69

0,49

Mudan

alqu

idaem

OD

1973

1982

1988

1996

2008

1973

1982

1988

1996

2008

parm

etro

unidiff

10,91

0,85

0,91

1,00

10,84

0,84

0,63

0,77

Fonte:Elabo

raodoau

torcom

base


PDSD

de2008.

nas 5 pontos no podemos afirmar com certeza que o Modelo 2 me-lhor do que o Modelo 1 para os homens de acordo com Weakliem(1999) uma diferena de 5 pontos no BIC duvidosa para decidir qual omelhor modelo. Estes resultados indicam que as mudanas na ligaoentre classe de origem e educao (OE) so pequenas.

OModelo 3 permite que haja variao ao longo dos anos na associaoentre educao e destino de classe (ED). Uma vez que observamosmu-danas significativas nos retornos educao, no surpreende o fatode o Modelo 3 se ajustar bem melhor do que os anteriores aos dadospara homens e mulheres. Finalmente, o Modelo 4 verifica se h varia-o da associaoOD (origem-destino) ao longo dos nveis escolares, oque poderia revelar um efeito de composio, mas no resulta em ummelhor ajuste para os homens nempara asmulheres. Estas anlises su-gerem que o nico componente do papel interveniente da educaoquemuda ao longo do tempo no Brasil o de retornos de classe s qua-lificaes educacionais (associao ED). OsModelos 5 e 6 reforamain-da mais esta concluso na medida em que acrescentam variao aolongo do perodo (P) em ED (educao-destino) a variao ao longo deP em OE (Modelo 5) e a variao ao longo dos nveis educacionais (E)na associao entre origem e destino, OD (Modelo 6). Nenhum dosdois (Modelos 5 e 6) melhora o ajuste em relao aoModelo 3, ou seja, adiminuio dos retornos educacionais parece explicar completamente o au-mento da fluidez social entre 1973 e 2008.

Mas ainda h um tipo de associao intergeracional que no passa pelaeducao: a associao direta entre classes de origem e de destino, des-contando o efeito de educao (associao OD independente de E).Esta associao consequncia de transferncias diretas de classe taiscomo capital cultural, redes sociais e outras formas de favorecimento.OModelo 7 testa esta hiptese acrescentando aoModelo 3, o preferidoentre os anteriores, a possibilidade de variao ao longo do tempo (P)da associao direta, descontando a mediao da educao, entre ori-gem e destino de classe (OD|E, associao origem-destino indepen-dente de educao). EsteModelo 7melhora significativamente o ajusteem relao aoModelo 3 tanto para homens quanto paramulheresmos-trando, portanto, que alm da diminuio dos retornos educacionais h umatendncia de mudana na associao direta entre origem e destino de classe.

Tendo em vista que observamos alguma tendncia de diminuio daassociao entre origem e educao (OE) para o perodo de 1996 a 2008,

666



que no havia sido estudado anteriormente, ajustamos um ltimomo-delo aos dados. OModelo 8 permite que a fora da associao OE (ori-gem-educao) varie entre 1996 e 2008, e simplifica as tendncias tem-porais da associao OD (origem-destino) e ED (educao-destino).Estemodelo se ajusta aindamelhor do que todos os anteriores. difcildecidir qual o melhor modelo, o 7 ou o 8. OModelo 7 indica mudanastemporais livres emED (educao-destino) e OD (origem-destino), en-quanto oModelo 8 simplifica artificialmente estas tendncias uma vezque impe um padro linear (usando menos graus de liberdade) a es-tas associaes. Em outras palavras, o Modelo 8 desenhado para seajustar melhor aos dados e para incluir a mudana temporal em OE(origem-educao). Tecnicamente o melhor seria o Modelo 7, massubstantivamente o Modelo 8 permite dizer que houve alguma mu-dana em OE (associao origem-educao) entre 1996 e 2008, conclu-so j apontada pelas anlises apresentadas na Tabela 3.

As concluses alcanadas pelos Modelos 7 e 8 podem ser observadasgraficamente nos Grficos 1 e 2 que apresentam os coeficientes uni-diff, estimados por estes modelos, que so uma medida da mudanana fora da associao ao longo do tempo. O Grfico 1 apresenta as ten-


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0

0

0

1

1

1

1

1973 1982 1988 1996 2008

(1) mudana em OD(2) mudana em OD controlando por mudana em ED(3) mudana em OD controlando por mudanas em ED e OE(4) mudana em ED controlando por mudana em OD(5) mudana liquida em OE

Grfico 1

tendncias da Fluidez Social no Brasil

Homens, 1973 a 2008

Elaborao do autor.

dncias de diminuio da desigualdade de oportunidades para os ho-mens no perodo estudado. As linhas do Grfico 1 permitem observaros efeitos da diminuio na associao entre origem de classe e educa-o alcanada (OE) e entre educao alcanada e classe de destino (ED)nas tendncias da desigualdade de oportunidades ou fluidez social noperodo estudado. A linha de tendncia 1 (intitulada mudana emOD e obtida pelo modelo unidiff da Tabela 2) revela que a associaoentre origem e destino de classe diminui constantemente entre 1973 e2008, mas no controla pelo efeito da educao alcanada. Ao contro-larmos por educao (linhas 2 e 3) verificamos que o efeito de origemde classe em destino de classe (OD) diminui entre 1973 e 1988, mas au-menta entre 1988 e 2008. Este aumento a partir de 1988 ocorre princi-palmente porque h uma diminuio da associao entre educao al-canada e destino de classe (ED), o que pode ser observado quandocomparamos a linha de tendncia 2 (mudana emOD controlando pormudana em ED) com a linha de tendncia 4 (mudana em ED contro-lando porOD).Acomparao entre estas duas linhas indica que a maior par-te da diminuio da associao OD (origem-destino, linha 1) na realidadeum reflexo da mudana em ED (educao-destino). Uma vez que controlamospor ED (educao-destino, linha 4), h, na realidade, um aumento da associa-

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0

0

1

1

1

1

1973 1982 1988 1996 2008

(1) mudana em OD(2) mudana em OD controlando por mudana em ED(3) mudana em OD controlando por mudanas em ED e OE(4) mudana em ED controlando por mudana em OD(5) mudana liquida em OE

Grfico 2

Tendncias da Fluidez Social no Brasil,

Mulheres, 1973 a 2008

Elaborao do autor.

o OD (origem-destino) entre 1988 e 2008. Estes resultados so bastantesignificativos e complementares, ou seja, a diminuio da associao entreeducao e destino de classe (ED) foi acompanhada pelo aumento da associa-o entre origem e destino de classe (OD) a partir de 1988.

Emoutras palavras, quando levamos em conta a educao observamosque a diminuio da desigualdade de oportunidades global (associa-o OD, origem-destino, sem controlar por educao modelo uni-diff da Tabela 2) se deve a uma diminuio dos retornos educacionais(associao ED). Entre 1996 e 2008 tambm parece haver uma leve di-minuio da associao entre origem de classe e educao alcanada(OE), o que fica claro quando comparamos as linhas 1, 3 e 5. Ou seja, huma diminuio na associao OE (origem-educao, linha 5), que ex-plica parte da diminuio da associao OD (origem-destino, linha 1),e que, quando levada em conta, revela umpequeno aumento da associ-aoOD (origem-destino, linha 4) entre 1996 e 2008. Em outras palavras,quando levamos em conta a educao alcanada observamos que a tendnciainicial de diminuio da associao global entre origem e destino (linha 1) sedeve, de fato, a uma diminuio dos retornos educacionais (ED) a partir de1988 e a uma leve diminuio da desigualdade de oportunidades educacionais(OE) a partir de 1996. Controlando por estes dois fatores observamos que, defato, houve um aumento da associao lquida entre origem e destino (OD) apartir de 1988.

Para as mulheres as tendncias de aumento da fluidez social (ou, in-versamente, diminuio das desigualdades de oportunidades) so umpouco diferentes. Estas tendncias so apresentadas no Grfico 2. A li-nha de tendncia 1 (intitulada mudana em OD) revela que, semcontrolar por educao, a associao entre origem e destino de classe(OD) diminui de 1973 a 1988, embora a diminuio tenha sido bemmais acentuada entre 1988 e 2008. Ao controlarmos por educao (li-nhas 2 e 3) verificamos que o efeito de origem de classe em destino declasse (OD) diminui entre 1973 e 1996, mas aumenta entre 1996 e 2008.Este aumento a partir de 1996 ocorre principalmente porque h umadiminuio da associao entre educao alcanada e destino de classe(ED) (linha 4),mas tambmporque h uma leve diminuio da associa-o entre origem de classe e educao alcanada (OE) (linha 5) entre1996 e 2008. Uma vez que levamos em conta as associaes ED (educa-o-destino) e OE (origem-educao), observamos um pequeno au-mento da associao OD (associao lquida origem-destino lquida)entre 1996 e 2008. Em outras palavras, a diminuio da desigualdade de


669


oportunidade se deve antes diminuio da associao entre educao e desti-no de classe (ED) e origem de classe e educao (OE) do que a uma diminuiodireta da associao entre classe de origem e destino de classe (OD), que na re-alidade aumenta a partir de 1996, quando controlamos por educao.

Em conjunto os Modelos 7 e 8 da Tabela 4 e os Grficos 1 e 2 confirmam que astendncias de diminuio dos retornos educacionais, observadas para o pero-do de 1973 a 1996 (Torche e Ribeiro, 2010), continuam at 2008 para os ho-mens e tambm so vlidas para as mulheres (o estudo anterior no utilizoudados para mulheres). A influncia direta das classes de origem nas de destinodecresce at 1988 e aumenta at 2008 para os homens e decresce at 1996 e au-menta at 2008 para as mulheres. Este ltimo resultado importante porqueindica um aumento das vantagens de classe diretas, ou seja, uma vez que aeducao levada em conta, h um aumento da vantagem de classe (associaoOD lquida, descontando educao) a partir de 1988 para homens e de 1996para mulheres. Finalmente, o ltimo modelo (8) permite dizer que talvez hajaalguma diminuio na associao entre origem de classe e educao (OE) de1996 a 2008.

SIMULAES CONTRAFACTUAIS

Os Modelos 7 e 8 explicam claramente o padro de mudanas que le-vou ao aumento da fluidez social no Brasil entre 1973 e 2008. Mas paratermos certeza sobre as principais causas do aumento da fluidez temosque dar mais um passo e realizar uma anlise contrafactual. Ou seja,uma simulao para avaliar conjuntamente o tamanho do impacto decada um dos trs mecanismos envolvendo as qualificaes educacio-nais e a associao lquida (controlando por educao) na diminuioglobal da desigualdade de oportunidades (associao OD, origem-destino, sem controlar por educao). Se tivssemos usando modelosde regresso linear (ou outros semelhantes) poderamos fazer essa de-composio a partir dos prprios estimadores domodelo (como feito,por exemplo, emmodelos de equaes estruturais ou anlises de traje-tria), mas commodelos log-lineares a decomposio mais complexa(veja Breen (2011) para uma explicaomais detalhada). Neste sentido,propomos quatro questes contrafactuais: (Simulao 1) Qual teriasido a mudana ao longo do tempo na associao global entre OD, nafluidez social, se no houvesse mudana na associao OD controlan-do por educao? (Simulao 2) Qual teria sido amudana ao longo dotempo na associao global entre OD, na fluidez social, se no houves-se mudana na associao ED, se no houvesse diminuio dos retor-

670



nos educacionais? (Simulao 3) Qual teria sido a mudana ao longodo tempo na associao global entre OD, na fluidez social, se no hou-vesse mudana na associao OE, se no houvesse equalizao educa-cional? (Simulao 4) Qual teria sido a mudana ao longo do tempo naassociao global OD, fluidez social, se o mecanismo de composiono estivesse em jogo (associao ODE)?

Para realizar estas simulaes utilizamos um mtodo recentementeapresentado por Breen (2011). Este mtodo consiste em simular fre-quncias em tabelas demobilidade que excluamo efeito que queremostestar em etapas, ou seja, a primeira simulao exclui o efeito OD con-trolando por E, a segunda adiciona primeira simulao a excluso doefeito ED, a terceira acrescenta s anteriores a excluso do efeitoOE, e aquarta acrescenta a todas as anteriores a excluso do efeito de composi-o (ODE). Usando estas quatro Tabelas ODP (origem por destino porperodo) de frequncias simuladas, estimamos quatro modelos uni-diff, que deixam a associao OD variar livremente ao longo do tem-po. A tendncia observada a partir destas tabelas fictcias revela qualseria a mudana caso no houvesse o efeito excludo. Quando compa-ramos esta tendncia excluindo os efeitos testados com a tendncia ob-servada podemos calcular qual o tamanho da contribuio dos efeitosque exclumos. Assim temos uma maneira de quantificar o percentualde contribuio de cada mecanismo, ou seja, dos mecanismos de flui-dez lquida, de retornos educacionais, de equalizao educacional e decomposio sobre a tendncia global de desigualdade de oportunida-des. No Brasil sabemos que a tendncia de diminuio da desigual-dade de oportunidades global (ver Tabela 2) e, de acordo com as anli-ses apresentadas acima, sabemos que o mecanismo de diminuio dosretornos educacionais parece ser o mais importante. As simulaesapresentadas na Tabela 5 no apenas confirmam os resultados anterio-res, como tambm revelam qual o percentual da tendncia global dafluidez social que devido diminuio da associao ED (educa-o-destino).

As simulaes apresentadas na Tabela 5 revelamque apenas as tendn-cias de diminuio da associao ED (educao-destino) e diminuioda associao OD (origem-destino, controlando por educao) estorelacionadas diminuio global da desigualdade de oportunidades(dados observados). Para os homens, a mudana em OD controlandopor educao (Simulao 1) explica 19,5%, e a mudana em ED (Simu-lao 2) explica 29% da diminuio global da desigualdade de oportu-


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X2

p-value

%decontribu

io

*Simulao1(dad

osob

servad

os)

-3,49

*Simulao2(sem

mudan

aem

OD)

-2,81

38,4723

0,0000

19,5%

*Simulao3(sem

mudan

aem

ED)

-1,8

14,8046

0,0001

29,0%

*Simulao4(sem

mudan

aem

equalizao

educacion

al)

-0,5

1,1000

0,2943

37,4%

*Simulao5(sem

mudan

aem

efeito

decomposio

)-0,01

0,0001

0,9920

14,1%

Mulheres

Unidiff*

X2

p-value

%decontribu

io

*Simulao1(dad

osob

servad

os)

-6,68

*Simulao2(sem

mudan

aem

OD)

-5,12

38,4723

0,0000

23,4%

*Simulao3(sem

mudan

aem

ED)

-2,94

14,8046

0,0001

32,6%

*Simulao4(sem

mudan

aem

equalizao

educacion

al)

-2,03

1,1000

0,2943

13,6%

*Simulao5(sem

mudan

aem

efeito

decomposio

)-0,001

0,0001

0,9920

30,4%

Fonte:Elabo

raodoau

torcom

base


PDSD

de2008.

*Multiplicadopor

100.

nidades. Os mecanismos de equalizao (Simulao 3) e de composi-o (Simulao 4) no explicam a mudana global na desigualdade deoportunidades uma vez que as tendncias estimadas no so significa-tivamente diferentes de zero de acordo com o teste de qui-quadrado(colunas 3 e 4 da Tabela 5). Para as mulheres chegamos a uma conclu-so semelhante, ou seja, 23% da diminuio global da desigualdade deoportunidades se deve diminuio da associao lquida OD (ori-gem-destino, controlando por educao) e 32,6% diminuio da asso-ciao ED (educao-destino). Tanto para homens comoparamulheres a diminuio dos retornos educacionais que mais explica a diminuioglobal da desigualdade de oportunidades ou, inversamente, o aumen-to global da fluidez social.

CONCLUSES

Neste artigo usamos dados de 2008 para completar uma srie de qua-tro dcadas de informaes sobre mobilidade social e desigualdade deoportunidades no Brasil. Os estudos anteriores se baseavam em dadoscoletados entre 1973 e 1996 (Pastore e Silva, 2000; Ribeiro, 2007), e, por-tanto, no forneciam informaes sobre o que ocorreu entre o final dasdcadas de 1990 e de 2000. Este perodo recente altamente relevantepor diversos motivos. Foi um perodo em que houve quatro governoseleitos democraticamente (dois de Fernando Henrique Cardoso e doisde Luiz Incio Lula da Silva), que de maneiras diversas contriburampara controlar os altos nveis de inflao que caracterizaram as dca-das anteriores, diminuir o percentual de pobres no pas, diminuir a de-sigualdade de renda, aumentar o acesso e progresso no sistema edu-cacional, e retomar o crescimento econmico do pas. Embora diversosanalistas procurem legitimamente, ainda que por vezes com interessespolticos opostos, mostrar diferenas entre os governos FHC e Lula, nocaso da mobilidade social intergeracional e da desigualdade de opor-tunidades nos parecemais conveniente avaliar o que ocorreu no pero-do de forma conjunta. De fato, os possveis impactos das mudanas epolticas descritas acima sobre a mobilidade e a desigualdade de opor-tunidades pensadas em termos intergeracionais devem ser avaliadastomando o perodo em conjunto.

As anlises apresentadas neste artigo para o perodo demeados da d-cada de 1990 e dcada de 2000 revelaram algumas continuidades emrelao ao perodo anteriormente estudado, por um lado, e indicaramalgumas importantes mudanas de tendncia desde 1996, por outro


673


lado. Durante todo o perodo estudado, 1973 a 2008, a diminuio dos re-tornos educacionais parece ter sido o principal fator contribuindo paradiminuir as desigualdades de oportunidades. Esta diminuio deveser compreendida no contexto de rpida industrializao e baixa qua-lificao da mo de obra que caracterizou o desenvolvimento econ-mico do pas. Nas dcadas de 1960 e 1970 o Brasil se desenvolveu mui-to rpido e sua mo de obra era muito pouco qualificada, o que impli-cava um retorno excessivamente alto para qualificaes educacionaisde nvel mdio e superior. Com o tempo, a partir da dcada de 1980,houve uma expanso educacional que acabou por diminuir os retor-nos educacionais excessivos na medida em que contribuiu para au-mentar a oferta de mo de obra qualificada. Portanto, faz sentido ima-ginar que haja uma diminuio dos retornos educacionais e que esteprocesso esteja ligado diminuio das desigualdades de oportunida-des.

No entanto, a partir de 1988, para os homens, e de 1996, para as mulhe-res, esta diminuio dos retornos educacionais foi acompanhada porum aumento da influncia direta, controlando por educao, da ori-gem de classes no destino de classes. Essa tendncia observada revelaque, em um contexto de diminuio dos retornos educacionais, as fa-mlias emposies de classemais vantajosas foram capazes de garantirmelhores condies de ascenso ou manuteno da posio de classede seus filhos. Nossas anlises revelam que, a partir do final da dcadade 1980, houve um aumento da associao lquida, descontando o efei-to da educao alcanada, entre origem e destino de classe. Os dadosso claros neste sentido, mas a interpretao destes resultados maiscomplexa. No h como saber exatamente que processo social estariadefinindo este aumento das vantagens de classe. Uma hiptese bastan-te plausvel que haja estratificao social dentro dos sistemas educa-cionais, principalmente de ensino mdio e superior. De fato, sabemosque este tipo de estratificao vem se ampliando bastante nas dcadasde 1990 e 2000 (Mello, 2011). Tomando este fato como relevante pode-mos imaginar que as famlias em posies de classe mais vantajosastambm so aquelas que garantemmelhores instituies de ensinom-dio e superior para seus filhos. E que, embora estejamos observandouma tendncia global de diminuio dos retornos educacionais, have-ria de fato vantagens educacionais para pessoas que estudam em insti-tuies de elite. Como nossos dados no diferenciam o tipo de institui-o de ensino, observamos esse efeito no aumento do efeito direto dasvantagens de classe (desigualdade de oportunidades) a partir de 1988

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para os homens e de 1996 para as mulheres. De qualquer forma, estesresultados indicam que, embora haja uma diminuio global da desi-gualdade de oportunidades, as vantagens de classe diretas, depois quecontrolamos por educao, esto aumentando e no diminuindo nasdcadas de 1990 e 2000 no Brasil.

Finalmente, encontramos alguns indcios de uma diminuio das desi-gualdades de oportunidades educacionais entre 1996 e 2008. Estes in-dcios indicam que as polticas de expanso educacional avanadasdurante os governos de FHC e Lula parecem estar contribuindo paradiminuir as vantagens de classe no acesso e progresso ao sistema edu-cacional. Embora as evidncias sejam fracas (os coeficientes e tendn-cias no so fortes e por vezes tm pouca significncia estatstica), sorelevantes do ponto de vista substantivo, uma vez que sabemos e ob-servamos (ver Tabela 1) a enorme expanso educacional que ocorreuneste perodo.

Os resultados deste artigo ajudam a completar uma srie de quatro d-cadas de informaes sobremobilidade social e desigualdade de opor-tunidades no Brasil. Os resultados so altamente relevantes e espera-mos que incentivem novos estudos sobre estratificao e mobilidadesocial no Brasil. Ainda hmuito para ser estudado e desvendado nestarea de importncia crucial para a Sociologia brasileira.

(Recebido para publicao em janeiro de 2012)(Reapresentado em maio de 2012)

(Aprovado para publicao em junho 2012)


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NOTAS

1. O coeficiente de Gini que varia entre 0 para nenhuma desigualdade e 1 para desi-gualdade mxima foi de 0,63 em 1989, 0,59 em 1995, e 0,54 em 2008.

2. Neste artigo analiso dados para adultos entre 30 e 64 anos de idade entre 1973 e 2008.Estas pessoas passarampelo sistema educacional emdiferentes pocas histricas, aolongo das quais houve grandesmudanas no sistema educacional. Por isso usarei oraos termos educao primria (8 primeiras sries) e secundria (3 sries), ora os ter-mos educao fundamental (9 primeiras sries, incluindo a classe de alfabetizao,que era excluda na classificao anterior) e mdia (3 anos). Na realidade h indiv-duos que estiveramna escola quando o sistema ainda era dividido entre elementar (4primeiros anos), mdio (4 anos) e clssico ou cientfico (3 anos).

3. Param

ribeiro 2012 dados

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