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Desigualdade de oportunidades e resultados educacionais no Brasil

INTRODUÇÃO O efeito dos recursos dos pais nas chances de sucesso e progressão educacional dos filhos - a desigualdade de oportunidades educacionais (DOE) - desempenha um papel fundamental na reprodução intergeracional das desigualdades nas sociedades modernas. A educação é um dos principais meios de acesso a posições ocupacionais e de renda hierarquicamente superiores, logo a diminuição das desigualdades de acesso à educação seria uma das principais maneiras de combater a transmissão de desigualdades ao longo das gerações. Além dos recursos familiares, as próprias características dos sistemas educacionais podem influenciar as chances de progressão dos alunos, independentemente de suas origens sociais. Quanto maior for a capacidade das escolas de oferecer ensino de qualidade capaz de superar as desvantagens de origem social dos alunos, maiores serão as chances do sistema diminuir as desigualdades de oportunidades educacionais e, consequentemente, promover a mobilidade social intergeracional. Infelizmente, muitos sistemas educacionais são altamente estratificados e acabam por contribuir para aumentar, ao invés de diminuir, as desigualdades de oportunidades. O primeiro objetivo deste artigo é analisar os papeis que a estrutura do sistema educacional brasileiro e os recursos familiares desempenham na reprodução e superação das desigualdades de oportunidades e resultados educacionais.

O segundo objetivo do artigo é verificar qual é a relação entre desigualdade de oportunidades educacionais (DOE) e desigualdade de resultados educacionais (DRE). O primeiro tipo (DOE) é mensurado a partir da análise das chances de acesso a cada nível do sistema educacional, ou seja, mensura as chances desiguais de sucesso em cada transição educacional. Por exemplo, desigualdades nas chances de completar o ensino fundamental, depois o médio e, depois, entrar na universidade. O sistema educacional é composto por uma série de transições sucessivas e a desigualdade, para completar cada uma destas transições, é a forma que utilizamos para medir a DOE. Mas, além de estudar a DOE, também é importante analisar, por um lado, a desigualdade nos resultados educacionais (DRE), que são os anos de educação completos por cada indivíduo depois que fazem ou não as diversas transições educacionais, e, por outro lado, qual o efeito de cada transição educacional nos resultados educacionais. Nem todas as transições influenciam igualmente os anos de educação completos, algumas são mais cruciais do que outras e a importância de cada uma também pode variar ao longo do tempo.

Estudos anteriores sobre desigualdade de oportunidades educacionais no Brasil focalizaram os efeitos dos recursos familiares e características dos indivíduos nas chances de progressão no sistema educacional. A maioria dos estudos mostrou que há fortes desigualdades de classe de origem, de raça e de região de nascimento nas chances de progredir no sistema educacional. Além disso, mostraram que as desigualdades não mudam ao longo do tempo para a maioria das características (Fernandes, 2001; Hasenbalg e Silva, 1999; Osório e Soares, 2005; Silva e Souza, 1986). Todos os estudos enfatizam que a desigualdade racial existe, mesmo quando a desigualdade de classe é levada em conta (Fernandes, 2001; Hasenbalg e Silva, 1999; Osório e Soares, 2005; Silva, 2003; Silva e Souza, 1986; Ribeiro, C., 2009a, 2006). Embora estes resultados sejam robustos, não há como negar que outras características não mensuradas poderiam estar influenciando as principais conclusões. Por exemplo, se houvesse uma correlação muito forte entre tipo de escola frequentada antes de cada transição e raça (com a maioria dos brancos frequentando escolas privadas e os não brancos, escolas públicas) e não incluíssemos a variável para tipo de escola no modelo, então encontraríamos um efeito de raça que, na realidade, deveria ser atribuído ao tipo de escola. De fato, pode haver uma série de outras características, tais como motivação para o estudo e habilidade cognitiva, que não foram mensuradas e que, em tese, poderiam modificar completamente os resultados encontrados. Outra limitação é que nenhum estudo sobre o Brasil indica quais são as transições educacionais mais relevantes para descrever a desigualdade nos resultados educacionais. Em outras palavras, os estudos existentes focalizam a desigualdade nas chances de completar as transições educacionais, mas não mostram quais são as transições que mais influenciam o resultado final do processo educacional (os anos completos de educação).

Lançando mão de um banco de dados novo, com uma série de variáveis importantes, este artigo avança em relação aos estudos anteriores. Para tanto, adoto uma dupla estratégia para tratar do problema das variáveis não incluídas nas análises e procuro integrar o estudo das desigualdades de oportunidades e resultados educacionais. A primeira estratégia é aumentar o número de variáveis independentes para estudar as desigualdades de oportunidades e resultados educacionais. Além das variáveis usualmente estudadas (classe de origem ou status ocupacional dos pais, educação dos pais, estrutura familiar, região, raça e gênero), incluo outras, mensurando a riqueza da família (em oposição à renda ou status ocupacional) e o tipo de escola que os alunos frequentaram antes de cada transição educacional. A segunda estratégia é fazer uma análise de sensibilidade, ou simulação, para verificar de que maneira os resultados encontrados se modificariam caso realmente houvesse uma variável não mensurada com efeitos relevantes.

A inclusão de mais variáveis para explicar as desigualdades de oportunidades e resultados educacionais, bem como as simulações para efeitos não observados, não são exercício puramente empíricos. Na verdade, estas estratégias estão diretamente ligadas a preocupações teóricas. Incluo dois tipos de variáveis que não foram anteriormente estudadas no Brasil: riqueza dos pais e tipo de escola.

Por riqueza me refiro a ativos financeiros e bens que são um recurso econômico que vai além da renda ou do status ocupacional, e que pode ser usada para financiar direta ou indiretamente o investimento dos pais na educação dos filhos. Pais que possuem algum estoque de riqueza, mesmo que pequeno, têm chances significativamente maiores de investir na educação de seus filhos. A teoria do "capital humano" enfatiza bastante o estudo do investimento em educação como uma estratégia familiar importante para garantir o bem estar futuro dos filhos (Becker, 1981; Flug, Spilimbergo e Wachtenheim, 1998). Além disso, uma série de estudos sociológicos recentes vem mostrando a enorme relevância da riqueza para a mobilidade social e as chances de vida dos indivíduos (Spilerman 2000). Em países como o Brasil, onde há pouco crédito e política social pouco desenvolvida em termos de salário desemprego etc.

(Draibe, 1995; Arretche 2002), o efeito da riqueza, mesmo que em poucas quantidades, tende a ser altamente relevante (Flug, Spilimbergo e Wachtenheim, 1998).

A outra variável que incluo nas análises é o tipo de escola: pública, federal ou privada. Vários estudos sobre desempenho acadêmico nas escolas brasileiras indicam que escolas públicas de ensinos fundamental e médio têm alunos com desempenho médio significativamente menor do que escolas privadas ou públicas federais (Albanez, Ferreira e Franco, 2002; Alves, 2007; Barbosa, 2009; Soares, 2004). Estas diferenças indicam que o sistema educacional brasileiro, apesar de seguir um currículo unificado, é bastante estratificado. Segundo a teoria da "desigualdade efetivamente mantida" (Lucas, 2001), a estratificação dentro dos sistemas educacionais é um dos principais meios por intermédio dos quais a desigualdade educacional e de classe é reproduzida. No Brasil a situação parece particularmente grave na medida em que as melhores universidades são públicas e não cobram mensalidades, mas as escolas fundamentais e de ensino médias privadas são de melhor qualidade. Este sistema favorece a desigualdade pelo seu próprio desenho. Portanto, torna-se fundamental estudar a desigualdade de oportunidades entre indivíduos que estudaram em escolas públicas, federais e privadas.

De fato, os resultados das análises que apresento a seguir revelam que a riqueza dos pais e o tipo de escola frequentada antes de cada transição são características que contribuem significativamente para explicar as desigualdades de oportunidades e resultados educacionais, ou seja, são características que se somam às anteriormente estudadas para explicar as desigualdades. Apesar de estes e outros efeitos terem se mostrado muito importantes, também implemento análises de sensibilidade para verificar se os resultados encontrados se modificariam caso houvesse variáveis relevantes não mensuradas. É perfeitamente plausível que variáveis não mensuradas, tais como motivação para os estudos, ambições educacionais e/ou habilidades cognitivas, estejam influenciando as chances de progressão no sistema educacional. Análises de sensibilidade ou simulações incluindo efeitos plausíveis de variáveis não observadas são, portanto, procedimentos altamente relevantes para verificarmos o quão robustos são os resultados encontrados sobre as desigualdades de oportunidades e resultados.

O artigo esta dividido em sete partes, incluindo esta introdução. Na parte a seguir apresento o desenvolvimento e as características do sistema educacional brasileiro, bem como as principais reformas educacionais (em 1961, 1971 e 1982) que podem ter influenciado as tendências de acesso ao sistema escolar ao longo das coortes de idade estudadas. Na parte três apresento, em detalhe, os dados utilizados e as variáveis, e, mais brevemente, os métodos de análise. Na quarta parte descrevo os principais resultados encontrados sobre as desigualdades de oportunidades educacionais, e, na parte seguinte, as análises de sensibilidade para verificar se os resultados são robustos à quebra de alguns pressupostos estatísticos dos modelos utilizados. É só na sexta parte do artigo que mostro como as transições educacionais estão relacionadas às desigualdades de resultados educacionais. No final faço, como de costume, um resumo dos resultados para concluir.

O SISTEMA EDUCACIONAL BRASILEIRO Neste artigo analiso as chances de progressão no sistema educacional de pessoas que nasceram entre 1944 e 1983. Considerando que tipicamente as pessoas começam sua escolarização com 6 ou 7 anos de idade, e podem chegar ao fim, se frequentarem a universidade, em torno de 18 a 22 anos, irei analisar a carreira educacional de pessoas que podem ter frequentado o sistema entre 1950 e 2005.

Neste longo período, três grandes reformas educacionais ocorreram no sistema e também houve algumas mudanças importantes de oferta e demanda de vagas. As principais reformas na educação fundamental foram as de 1961, 1971, e a partir de 1982. As principais mudanças na estrutura de oferta e demanda de vagas foram uma enorme expansão do ensino fundamental público, e uma grande expansão no número de vagas no ensino médio público (Ribeiro, C., 2009a, Birdsal e Sabot, 1996, Ribeiro, 1983). Além disso, o crescimento do ensino médio não foi acompanhado de expansão do ensino superior a partir do início da década de 80, o que criou uma espécie de gargalo no ingresso à universidade.

Embora as reformas tenham modificado os nomes dos ciclos do sistema e a obrigatoriedade de escolarização, certa estrutura básica permaneceu inalterada (Klein, 2006; Mainardes, 2001). Ao longo de todo o período o sistema pode ser dividido em quatro séries iniciais de ensino fundamental, quatro séries finais de ensino fundamental, três séries de ensino médio (ou quatro, no caso do ensino técnico), e quatro ou cinco anos de ensino universitário. As três principais reformas (1961, 1971 e 1982) foram políticas de expansão do ensino fundamental, e também do médio. Em 1961 houve expansão do número de vagas nos primeiro e segundo ciclos do ensino fundamental. Havia, também, uma série intermediária, opcional, entre os dois ciclos do ensino fundamental que se chamava "admissão", ou seja, era uma série preparatória para entrar no segundo ciclo do fundamental. A principal divisão era, portanto, entre o primeiro ciclo do ensino fundamental, que era compulsório por lei, e o resto da educação fundamental e média. Já havia, no entanto, uma política de expansão do ensino médio visando preparar a população para o mercado de trabalho. A partir de 1971, as oito séries do fundamental passaram a ser compulsórias por lei, embora o acesso ao sistema ainda fosse bastante reduzido. Em 1982, os diversos governadores de oposição ao governo militar que foram eleitos nas primeiras eleições gerais para cargos executivos desde o início da ditadura, em 1964, começaram a investir na construção de escolas de ensino fundamental, o que contribuiu ainda mais para a expansão do acesso à escola básica (Franco, 2007).

Depois do ensino fundamental há o ensino médio, que, antes de 1971, era especializado, dividindo os alunos em duas formações paralelas, uma concentrada em matérias científicas e outra em matérias humanísticas. Depois de 1971 o ensino médio passou a se chamar segundo grau, e não fez mais a divisão entre áreas de conhecimento. Independentemente das mudanças, o ensino médio sempre foi composto por três séries. Os poucos cursos técnicos de nível médio são obrigados a dar formação geral, além da técnica, o que permite que os alunos concorram para entrar na universidade. A grande expansão do ensino médio foi promovida, principalmente, pelo governo que a partir de 1961 criou muitas escolas públicas, enquanto o número de escolas privadas permaneceu praticamente o mesmo ao longo de todo o período relevante para este artigo.

Embora haja um currículo único para as escolas de ensinos fundamental e médio, o sistema permite a coexistência de escolas privadas e públicas (municipais, estaduais, ou federais), o que significa, na realidade, uma estratificação na qualidade do ensino. De um modo geral, as escolas privadas de ensino fundamental e médio são de melhor qualidade do que as públicas, com exceção das públicas federais, que são de qualidade comparável às privadas. Em contrapartida, as universidades públicas são consideradas de melhor qualidade e inteiramente gratuitas para aqueles que conseguem entrar. Como a entrada na universidade é feita a partir de exames de conhecimento, os assim chamados vestibulares, os alunos que passaram pelas melhores escolas de ensinos fundamental e médio, geralmente instituições privadas, têm mais chances de entrar nas melhores universidades, geralmente públicas. Este sistema com melhor qualidade no ensino privado de níveis fundamental e médio, e no ensino universitário público, promove, pelo seu próprio desenho, a desigualdade no acesso à universidade. Ou seja, famílias que tenham recursos para investir em educação preuniversitária privada podem facilitar a entrada de seus filhos em universidades de melhor qualidade públicas e inteiramente gratuitas.

Apesar de todas as reformas descritas e da divisão entre os setores público e privado, é possível formular um modelo simplificado do sistema educacional brasileiro em que há cinco transições fundamentais: completar as quatro séries iniciais do ensino fundamental (T1); completar as oito séries do fundamental, tendo completado as quatro iniciais (T2); completar o ensino médio tendo completado os oito anos do fundamental (T3); entrar na universidade tendo completado o ensino médio (T4); e completar a universidade (T5). Repare que estas são transições educacionais condicionais, ou seja, cada transição mais elevada é condicional ao sucesso nas transições anteriores. Por exemplo, só pode completar o ensino fundamental quem completou as quatro séries iniciais, e assim por diante. Para dar conta da divisão entre setores, incluiremos nos modelos estimados uma variável independente para o setor (público, público federal ou privado) em que o aluno estudou antes de fazer cada transição.

Ao longo dos anos estas transições consecutivas foram incluindo cada vez mais pessoas, ou seja, houve uma enorme expansão do sistema educacional, assim como ocorreu em diversos outros países ao longo do século XX (Shavit e Blosfeld, 1993). Dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística - IBGE revelam que a população com 25 anos ou mais, com menos de quatro anos de ensino fundamental, diminuiu de 75%, em 1960, para 42%, em 1991, e 28%, em 2005, enquanto aqueles com ensino médio completo passaram de 1,1%, em 1960, para 7,5%, em 1991, e 12,3%, em 2005. Esta expansão também pode ser observada nos dados da pesquisa que utilizo neste artigo. O Gráfico_1 apresenta o percentual de pessoas em cada coorte de nascimento com cada um dos níveis educacionais completo.

Os dados do Gráfico_1 revelam que há um crescimento constante ao longo do tempo (das coortes de nascimento) do percentual de pessoas com os quatro anos do ensino fundamental completos, os oito anos completos e o ensino médio completo.

Em contraste, não há aumento do percentual de pessoas que entraram e completaram a universidade. Estas tendências criaram uma distância cada vez maior entre os que completaram o ensino médio e os que entraram na universidade. Uma maneira diferente de olhar para estes dados é examinar as transições condicionais, ou seja, os percentuais fazendo cada transição educacional tendo como base apenas a população que fez a transição anterior. O Gráfico_2 apresenta as transições condicionais, que são a variável dependente dos modelos que serão apresentados mais adiante, e revela que há um aumento no percentual fazendo as duas primeiras transições, uma continuidade no percentual fazendo a terceira transição, e um declínio no percentual fazendo as duas últimas transições. Isto significa que, entre as pessoas que entraram na escola, um número cada vez maior completou as quatro séries iniciais (T1); das que completaram as quatro séries iniciais, um percentual cada vez maior completou o ensino fundamental (T2); das que completaram o fundamental, um percentual semelhante em todas as coortes completou o ensino médio (T3); das que completaram o ensino médio, um percentual cada vez menor entrou na universidade (T4); e das que entraram na universidade, um percentual cada vez menor completou este grau de ensino (T5)1.

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A enorme expansão do ensino fundamental e o aumento das duas primeiras taxas de transição foram promovidos pelas reformas educacionais de 1961, 1971 e de 1982.

O aumento do percentual com ensino médio completo (Gráfico_1) é uma consequência da grande expansão do ensino médio público que ocorreu ao longo do período estudado e foi bastante estimulado pela reforma de 1961. A expansão do ensino fundamental, no entanto, não levou a um aumento da proporção de pessoas com este grau completo que foi capaz de completar o ensino médio (Gráfico_2: T3 não aumentou), ou seja, embora o percentual total completando o ensino médio tenha aumentado (Gráfico_1) a taxa de transição do ensino fundamental completo para o médio completo não aumentou (Gráfico_2). Finalmente, uma comparação dos Gráficos_1 e 2 revela que não aumentou o percentual total que entrou e completou a universidade (Gráfico_1), ao mesmo tempo em que diminuíram as duas últimas taxas de transição (Gráfico_2), ou seja, de todos que completaram o ensino médio um percentual cada vez menor entrou na universidade e dos que entraram no terceiro grau um percentual cada vez menor completou este grau de ensino.

Estas tendências são uma consequência direta das reformas educacionais e das mudanças na estrutura de oferta e demanda de candidatos e vagas no sistema educacional, mas apesar de importantes afetam apenas marginalmente as tendências na desigualdade de oportunidades educacionais tal como estimadas pelo modelo apresentado na quarta seção deste artigo.

DADOS, VARIÁVEIS E MÉTODOS Dados Neste artigo uso dados da "Pesquisa Dimensões Sociais das Desigualdades" (PDSD daqui em diante). A PDSD é uma amostra representativa da população brasileira, urbana e rural, com exceção da área rural da região Norte, que inclui apenas 3,3% da população do país. Coletada entre outubro e novembro de 2008, a PDSD é composta por uma amostra de 8.048 domicílios. A amostra é inteiramente probabilística e estratificada em múltiplos estágios, o que permite inferências acuradas dos parâmetros populacionais. A amostragem segue um procedimento probabilístico em três etapas. Na primeira foram selecionados os municípios, na segunda os setores censitários dentro dos municípios, e na terceira, os domicílios dentro dos setores. Informações básicas sobre escolaridade e emprego foram coletadas para todos os indivíduos com 10 anos ou mais. Um grande conjunto de questões, incluindo características dos pais e condições em que os respondentes cresceram, foi perguntado para chefe e cônjuge em cada domicílio.

Para este artigo selecionei uma subamostra incluindo todos os chefes e cônjuges entre 25 e 64 anos de idade. Essa amostra inclui 8.359 indivíduos e é usada para estimar as desigualdades de oportunidades e resultados educacionais ao longo de cinco transições educacionais e das quatro coortes de idade. Como é comum em amostras transversais com dados retrospectivos sobre características dos pais dos respondentes, há uma proporção considerável de casos sem informação para algumas das características dos pais. Em particular, informações para educação e ocupação do pai ou da mãe dos respondentes não estão disponíveis em cerca de 11% a 29% dos casos. Usar o procedimento de eliminar os casos para os quais não há informação (listwise deletion) levaria a uma redução de aproximadamente 40% dos casos válidos. Com o objetivo de reter estes casos nas análises, usei um algoritmo de imputação múltipla para recuperar casos sem informação (King et al., 2001). Esse procedimento pressupõe que os dados estão sem informação de forma aleatória (MAR), ou seja, depois de controlar por covariantes não há seletividade no padrão de dados sem informação. Esse procedimento, implementado pelo programa Amelia, cria cinco bancos de dados a partir dos quais parâmetros estimados e erros padrão são combinados. A principal consequência deste procedimento, quando comparado com a imputação via regressão simples, é que ele diminui os intervalos de confiança tornando os testes estatísticos mais rigorosos.

Variáveis A desigualdade de oportunidades educacionais é mensurada pelo efeito de uma série de variáveis independentes, com características dos indivíduos e das instituições de ensino, em cinco transições educacionais condicionais e consecutivas (apresentadas no Gráfico_2) que são a variável dependente no modelo estimado. As variáveis independentes usadas para medir as diferentes dimensões de desigualdade podem ser classificadas em quatro grupos: (1) condições econômicas da família (status ocupacional do pai e da mãe, e riqueza da família); (2) características demográficas dos indivíduos (raça ou cor, e sexo); (3) "capital cultural" da família (educação da mãe e do pai); (4) contexto regional em que cresceu (região de nascimento e área de moradia até os 15 anos); (5) estrutura familiar (tipo de família, número de irmãos e trabalho da mãe); (6) qualidade do ensino ou tipo de escola que frequentou (privada, pública federal ou outras públicas); e (7) coorte de nascimento representando mudanças temporais nas transições. Estatísticas descritivas para todas as variáveis independentes são apresentadas na Tabela_1.

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Para analisar a desigualdade socioeconômica utilizei o "International Socioeconomic Index - ISEI" (Ganzeboom, Treiman e De Graaf, 1992) que mede o status ocupacional do pai e da mãe do respondente ("Status ocup. pai" e "Status ocup. mãe"). O ISEI ordena as ocupações usando uma única escala hierárquica baseada na média de educação e renda de cada ocupação e pode ser visto como uma boa proxi para a renda permanente, ou seja, a renda não influenciada por flutuações de curto prazo. Este índice é largamente utilizado em pesquisas na área de estratificação social. Ao usar as informações ocupacionais de ambos os pais do respondente temos mais controle sobre as condições socioeconômicas em que os indivíduos cresceram. Efeitos positivos destas variáveis nas transições educacionais expressam, portanto, desigualdades socioeconômicas nas chances de sucesso em cada transição. Embora haja correlação entre estas e outras variáveis independentes usadas nos modelos estimados, nenhuma correlação compromete o modelo, ou seja, não há problema de colinearidade.

Enquanto a renda do trabalho ou o status socioeconômico são obtidos diretamente no mercado de trabalho, a "riqueza" é uma dimensão da estratificação que não está necessariamente ligada ao trabalho. Enquanto a renda é um fluxo, a riqueza é um estoque de "capital econômico". Por "riqueza" me refiro aos ativos e bens que as famílias possuem, tais como segunda casa e ativos financeiros, que podem gerar renda que vai além daquela obtida no mercado de trabalho. A riqueza não apenas pode ser transferida diretamente de pais para filhos, seja como herança, seja como doação, como também pode ser utilizada para financiar o que for necessário independentemente da condição de trabalho dos pais. Neste artigo mensuro a "riqueza" dos pais do respondente mediante um índice latente que combina informações sobre a propriedade de uma série de ativos (Filmer e Pritchett, 1999, Sahn e Sifel, 2003). Elaborei este índice usando análise de componentes principais, uma técnica de redução dos dados que diminui a dimensionalidade do banco de dados capturando a variação que é comum a todas as variáveis originais (McKenzie, 2005). Na prática, esta técnica corresponde a encontrar uma combinação linear de pesos que dê conta da maior parte da variação na matriz de variância e covariância. O índice de riqueza é baseado na combinação de variáveis medindo se os pais eram proprietários ou não dos seguintes itens: empresa ou negócio, alguma propriedade que alugavam, uma segunda casa (casa de veraneio ou campo), ações (aplicações financeiras), caderneta de poupança, conta em banco, e carro. Com exceção de "conta em banco", todos os ativos são indicadores de riqueza acumulada. Tendo em vista a pouca penetração do sistema financeiro na geração dos pais dos respondentes, possuir uma conta no banco já era um sinal ou indicador de possibilidade de acumulação de riqueza. De fato, a análise de componentes principais confirma esta interpretação, na medida em que o resultado revela apenas uma dimensão para a qual todos os indicadores convergem. Apesar de a análise de componentes principais ter propiciado a construção de uma escala linear única, uma grande proporção dos pais não possuía riqueza, o que torna esse indicador linear truncado. Além disso, estou interessado em capturar não linearidades no efeito da riqueza dos pais. Por estas razões, baseado no índice de riqueza gerado criei uma variável ordinal que faz a distinção entre "nenhuma riqueza dos pais" (55% dos pais da amostra, categoria de referência), "riqueza dos pais baixa" (26% dos pais) e "riqueza dos pais alta" (19% dos pais). É importante destacar que mesmo a categoria de "riqueza alta" não corresponde a pessoas normalmente consideradas muito ricas. Na realidade, minhas análises mostram que mesmo níveis modestos de riqueza têm um forte impacto nas chances de sucesso em transições educacionais.

Além de estudar as desigualdades econômicas (status socioeconômico e riqueza), minhas análises permitem observar diversos outros tipos de desigualdade. As variáveis para educação do pai e da mãe são, geralmente, utilizadas para mensurar o efeito do "capital cultural". Tendo em vista que são usadas em conjunto com outras variáveis mensurando características socioeconômicas, o uso de educação do pai e da mãe como indicadores de "capital cultural" é bastante confiável. O "capital cultural" é o nível de conhecimento e acesso a bens culturais que os pais do respondente tinham. Este tipo de capital é extremamente importante nos sistema educacional, uma vez que pais que tenham passado pelo sistema podem transmitir a seus filhos o conhecimento e a forma de comportamentos adequados para se obter sucesso no processo de escolarização.

Duas variáveis são utilizadas para mensurar as características da estrutura familiar que também pode contribuir para o sucesso dos indivíduos no sistema educacional. A primeira é o tipo de família ou estrutura familiar: mono parental (0) ou com os dois pais (1). No Brasil, há uma enorme quantidade de domicílios em que o pai não está presente - 26% dos domicílios em nossa amostra são mono parentais. Nestes casos, há menos recursos em termos de adultos presentes para gerar renda ou cuidar das crianças, o que pode constituir uma desvantagem. A segunda característica é o "número de irmãos". Famílias muito grandes encontram mais dificuldades para dividir os recursos entre os filhos, o que também pode se constituir em uma desvantagem. Uma outra variável indiretamente relacionada à estrutura familiar é a presença da mãe no domicílio ou trabalhando fora de casa ("Mãe trabalhava"). Mães que não trabalham fora de casa podem dar mais atenção a seus filhos em termos de tarefas escolares para serem feitas em casa (deveres de casa), entre outros tipos de atenção. Em outras palavras, a presença da mãe no domicílio pode ser uma vantagem em termos de atenção dispensada aos filhos enquanto estes estão na fase de escolarização.

Outras duas variáveis importantes são sexo e cor ou raça. Sexo é usado para medir desigualdade entre homens e mulheres. No caso deste artigo, não encontramos desigualdade deste tipo, mas a variável foi mantida nos modelos. A desigualdade racial foi o principal tema, junto com a desigualdade socioeconômica, de todos os estudos anteriores sobre desigualdade de oportunidades educacionais no Brasil (Fernandes, 2001; Hasenbalg e Silva, 1999; Osório e Soares, 2005; Silva e Souza, 1986; Ribeiro, C., 2009b). Neste artigo, faço a distinção usual entre brancos, pardos e pretos.

O local em que as pessoas nasceram e cresceram também pode ter um efeito sobre as chances de escolarização. Em áreas rurais há menos escolas do que em áreas urbanas ("região urbana aos 15 anos"). Consequentemente, pessoas que cresceram em cidades estão em posição de vantagem em relação aos que cresceram no campo.

Tendo em vista que as regiões do sul (Sudeste e Sul) historicamente têm mais escolas do que as regiões no norte (Nordeste, Norte e Centro Oeste), incluí uma variável para "região de nascimento". Estas desigualdades regionais e de área são provavelmente mais marcantes nas primeiras transições educacionais.

Finalmente, incluí no modelo uma variável para capturar aspectos institucionais do sistema educacional (escola privada, escola federal e escola pública). No Brasil, as escolas de ensinos fundamental e médio privadas e públicas federais são, em geral, de melhor qualidade do que as públicas municipais e estaduais e, portanto, estudar em escolas de diferentes tipos em um nível educacional pode facilitar a transição para o nível seguinte. Embora os ensinos fundamental e médio, no Brasil, seja composto por um currículo único, a existência de escolas em diferentes setores com diferentes qualidades implica estratificação do próprio sistema educacional. Esta estratificação afeta as chances de progressão no sistema.

Para capturar as mudanças ao longo do tempo incluí quatro coortes de idade como variáveis independentes no modelo (a coorte mais velha é a categoria de referência). Como expliquei na seção anterior, estas coortes foram definidas de forma a capturar efeitos das reformas educacionais e fluxos de oferta e demanda de vagas nas desigualdades de oportunidades educacionais. Praticamente não há mudanças das coortes de idade ao longo do tempo.

Métodos Neste artigo estimo um modelo logit sequencial, também conhecido como modelo de transições educacionais. Este modelo estima o efeito de variáveis independentes nas chances de fazer transições educacionais consecutivas e condicionais, ou seja, só está sujeito a uma transição superior quem foi bem-sucedido nas anteriores. Cada transição é modelada como uma variável binária em um modelo logit ou regressão logística. Além de usar este modelo faço uma análise de sensibilidade, apresento um modelo de regressão linear, e utilizo uma metodologia de ponderação para verificar a relação entre a "desigualdade de oportunidades educacionais" (DOE medida pelas chances relativas de fazer cada transição) e a "desigualdade de resultados educacionais" (DRE medida pelos anos de educação completos). Explico estas metodologias nas próximas seções.

Para chegar a um modelo logit sequencial final (apresentado na Tabela_2) parti de um modelo reduzido incluindo apenas as coortes como variável independente, e incluí incrementalmente cada uma das variáveis independentes em diversos modelos cada vez mais ampliados, até chegar ao modelo final. A cada variável incluída em modelos cada vez mais ampliados eu verificava qual o impacto causado pela nova variável nos coeficientes para as variáveis que já estavam no modelo anterior. Primeiro, estimei um modelo apenas com as coortes de idade, depois, incluí as variáveis demográficas (raça e sexo), depois, as de região (região em que nasceu e área de residência até os 15 anos de idade), depois, as socioeconômicas (ocupação do pai e da mãe, e riqueza), depois, as da estrutura familiar (mãe trabalhava, estrutura familiar e número de irmãos), e, finalmente, as para tipo de escola (privada, federal e pública). Os efeitos de todas as variáveis se somam e melhoram o ajuste do modelo anterior. A única que modifica significativamente o resultado dos modelos anteriores é a variável para tipo de escola. Explico a consequência da inclusão desta variável para os outros efeitos na próxima seção. O modelo sem esta última variável também é apresentado na Tabela_1_do_Anexo.

DESIGUALDADE DE OPORTUNIDADES EDUCACIONAIS Nesta seção, apresento os principais resultados obtidos pelo modelo de transições educacionais condicionais para os indivíduos entre 25 e 64 anos de idade em 2008. Estes indivíduos tiveram a possibilidade de fazer todas as cinco transições, desde completar as quatro primeiras séries do ensino fundamental (T1) até completar os estudos universitários (T5). Os dados permitem avaliar tanto as tendências históricas destas desigualdades em termos das características de origem social dos indivíduos e dos tipos de escola que frequentaram antes de cada transição, quanto as tendências de desigualdades ao longo do fluxo de progressão dentro do sistema educacional, ou seja, ao longo das transições educacionais.

A primeira coluna de números da Tabela_2 (com título sd(0)) apresenta os efeitos em cada transição (de T1 a T5) das variáveis independentes: sexo, residência em região urbana até os 15 anos de idade, região de nascimento, status ocupacional do pai, status ocupacional da mãe, trabalho da mãe fora de casa (trabalhava ou não), educação do pai, educação da mãe, riqueza dos pais (classificada em três categorias: alta, baixa e nula), cor (branco, pardo e preto), estrutura familiar (residia com pai e mãe ou apenas com um dos dois), número de irmãos, tipo de escola que frequentou no nível educacional anterior (privada, pública federal e outras públicas), e coorte de nascimento (C1: 1944 a 1954 - categoria omitida, C2: 1955 a 1964, C3: 1965 a 1975, e C4: 1976 a 1983). A constante captura o efeito combinado das mudanças institucionais e do tamanho das coortes.

A primeira coisa que deve ser destacada na Tabela_2 é que os efeitos não mudam ao longo das coortes de idade, ou seja, ao longo do tempo. Este resultado confirma o padrão de "desigualdades persistentes" observado em diversos países industrializados (Shavit e Blossfeld, 1993), em desenvolvimento (Park 2001; Torche, 2005; Gerber e Hout, 1995; Gerber, 2000, 2003), e em estudos anteriores sobre o Brasil (Fernandes, 2001; Silva e Souza, 1986; Silva, 2003; Ribeiro, C., 2009b)2. Além disso, ao longo das transições educacionais, não só o número de variáveis de origem social e característica institucional com efeitos estatisticamente significativos diminuem, como também a força dos efeitos relevantes diminui ou não apresenta tendências claras. Abaixo apresento os principais efeitos observados, que descrevem as desigualdades de oportunidades educacionais ao longo do tempo e das transições escolares. Nas descrições uso as "chances relativas", que são o exponencial dos coeficientes estimados pelo modelo.

Para a variável "região urbana até os 15 anos" na primeira transição (T1) o coeficiente de 0,789 está em escala logarítmica (assim como todos os outros coeficientes na Tabela_2) e deve, portanto, ser revertido para outra métrica de forma a ser interpretado. Para tanto, utiliza-se o exponencial (e0,789 = 2,2), que é o valor da "chance relativa" indicando que pessoas que viveram em região urbana até os 15 anos tinham 2,2 vezes mais chances de completar os primeiros quatro anos de educação primária (T1) do que indivíduos que cresceram em áreas rurais. Todos os coeficientes da Tabela_2 são interpretados usando este tipo de cálculo; quando não há efeito, o exponencial do coeficiente é 1, ou o teste de significância indica que não é diferente de 1. No caso da variável "região urbana até os 15 anos", verifica-se que a vantagem decresce para 1,9 (e0,661) vezes mais chances de completar a educação primária de oito anos (T2) entre aqueles que completaram a primeira transição, para 1,3 vezes entre aqueles que completaram o ensino médio (T3) uma vez tendo completado o primário (oito anos), e não é significativa para entrar na universidade entre os que completaram o ensino médio (T4), nem para completar a universidade entre os que entraram (T5). Este tipo de desigualdade era esperado tendo em vista que a oferta de escolas nas regiões rurais sempre foi menor do que nas regiões urbanas do Brasil (Bacha e Klein, 1989; Castro, 1986, 1994). A região de nascimento, que também é uma variável contextual importante, tem um efeito estatisticamente significativo para completar as 4 primeiras séries da educação fundamental (T1) e para entrar na universidade entre os que terminaram o segundo grau (T4). Indivíduos que nasceram na região Sul (Sudeste e Sul) têm 1,4 vezes mais chances de completar os 4 primeiros anos de educação fundamental e 1,6 vezes mais chances de entrar na universidade (T4) do que aqueles que nasceram na região Norte (Norte, Nordeste e Centro-Oeste). Enquanto esta desigualdade para completar os quatro anos de educação primária (T1) está provavelmente relacionada ao fato de que há menos oferta de escolas básicas no Norte do que no Sul, o diferencial de região de nascimento (Sul/Norte) para acesso à universidade pode estar relacionado tanto ao fato de haver menos oferta de universidade no Norte do que no Sul, quanto a outros fatores relacionados a menos oportunidades educacionais dos migrantes do Norte no Sul (Januzzi, 2000). Tendo em vista que muitas pessoas que nascem no Norte/ Nordeste/Centro-Oeste migram para o Sul/Sudeste justamente na idade em que deveriam entrar na universidade, a desigualdade de região de nascimento não pode ser inteiramente atribuída à diferença na oferta de vagas universitárias entre o Norte e o Sul. Há, provavelmente, alguma diferença entre migrantes e não migrantes que se expressa na desigualdade de acesso à universidade entre pessoas nascidas no Norte e no Sul do país.