Mensurando e explicando a instabilidade dos gabinetes presidenciais no Brasil entre 1946 e 1964

Measuring and Explaining the Instability of Presidential Cabinets in Brazil between 1946 and 1964

La evaluación y explicación de la inestabilidad de los gabinetes presidenciales en Brasil entre 1946 y 1964

Resumo:

Mensuramos a instabilidade do poder Executivo no Brasil olhando para a taxa de rotatividade ministerial. Desenvolvemos um modelo com doze covariáveis para verificar se elas impactam na demissão dos ministros e, portanto, na instabilidade política dos diferentes governos entre 1946 e 1964. Essas variáveis se referem ao perfil dos ministros, a fatores institucionais e conjunturais, tanto políticos quanto econômicos. Os resultados obtidos através do modelo de riscos proporcionais de Cox mostraram que dois fatores foram preponderantes para explicar a configuração política desse período: o aumento do número efetivo de partidos na Câmara dos Deputados e a constante variação na quantidade de partidos representados no gabinete dada a necessidade de acomodar aliados. Variáveis políticas ligadas à consolidação do regime, como a idade de existência da democracia, ou econômicas, como o aumento do PIB e a diminuição das taxas de inflação, não foram significativas.

Palavras-chave:
Presidencialismo; Coalizões políticas; Gabinetes ministeriais; Instabilidade política

Abstract:

We measured the instability of the Executive branch in Brazil by examining ministerial turnover rates. We designed a model with twelve covariates to determine their impact on minister dismissals and, therefore, on the political instability across different administrations between 1946 and 1964. These variables referred to ministerial profiles, institutional and situational factors, spanning both political and economic dimensions. Our findings, obtained by employing the Cox proportional hazards model, revealed two pivotal factors in explaining the political configuration during this timeframe: a rise in the effective number of parties in the Chamber of Deputies and consistent fluctuations in the number of parties represented in the ministerial cabinet, driven by the necessity to accommodate allies. Political variables associated with regime consolidation, such as the age of democracy, or economic variables, such as the increases in GDP and the decline in inflation rates, were not significant.

Keywords:
Presidentialism; Political coalitions; Ministerial cabinets; Political instability

Resumen:

Evaluamos la inestabilidad del Poder Ejecutivo en Brasil a partir de la tasa de reemplazo ministerial. Desarrollamos un modelo con doce covariables para constatar su posible impacto en la destitución de ministros y, por tanto, en la inestabilidad política de los diferentes gobiernos entre 1946 y 1964. Estas variables corresponden al perfil de los ministros, a factores institucionales y coyunturales tanto políticos como económicos. Los resultados obtenidos mediante el uso del modelo de riesgos proporcionales de Cox mostraron que dos factores fueron preponderantes para explicar la configuración política de este período: el incremento del número efectivo de partidos en la Cámara de Diputados y la variación constante del número de partidos representados en el gabinete debido a la necesidad de acomodar a los aliados. Las variables políticas vinculadas a la consolidación del régimen, como los años de la democracia, o la variable económica, como el aumento del PIB y la disminución de las tasas de inflación, no resultaron significativas.

Palabras clave:
Presidencialismo; Coaliciones políticas; Gabinetes ministeriales; Inestabilidad política

Introdução

Coalizões políticas são essenciais para o bom funcionamento dos governos e das próprias instituições democráticas. ^I Abordagens mais tradicionais sobre coalizões procuram mostrar seu funcionamento a partir das relações entre o Legislativo e o Executivo. Governos que espelhem mais a configuração política do Congresso terão menos problemas para a confirmação de suas múltiplas iniciativas legislativas. Pesquisas avaliaram o sucesso dos Executivos em aprovações de projetos de lei e decretos presidenciais em função da maior ou menor presença dos partidos no gabinete ministerial (Amorim Neto, 2006; Batista, 2013; Figueiredo; Limongi, 2001). O sucesso governativo do presidente depende, em grande medida, da maior representação proporcional das forças partidárias nos ministérios. Esse não é o único artifício empregado para montar coalizões, mas é um recurso bem utilizado no presidencialismo multipartidário.

Embora análises disponíveis tenham feito avanços na compreensão da natureza e da eficácia das diferentes estratégias de formação das equipes de governos, o entendimento dos impactos da coalizão sobre o próprio Executivo ainda é restrito. As pesquisas, na maior parte das vezes, se voltam para o processo legislativo ou para a capacidade de implementação da agenda do presidente. A repercussão das coalizões sobre a estabilidade ou instabilidade política dos governos, montadas com base na distribuição de portfólios ministeriais, permanece pouco estudada no Brasil.

A formação de coalizões governativas pode ser entendida como uma maneira para amenizar conflitos entre diversas facções políticas (Timmermans; Moury, 2006), visto que a incorporação de diferentes grupos ao governo tenderia não só a produzir melhores relações entre os poderes Executivo e Legislativo, mas garantir maiores níveis de sustentação e solidez (Acosta; Polga-Hecimovich, 2011). Evidências indicaram que coalizões majoritárias que superam por boa margem os partidos de oposição no parlamento estão associadas a menor rotatividade de titulares nas pastas ministeriais (Martínez-Gallardo, 2012).

Em contextos de fragmentação intrapartidária alta (Druckman, 1996), coalizões que levem em conta divisões internas dos partidos políticos tendem a apresentar correlação positiva com conjunturas políticas menos instáveis. Ou seja, quanto mais faccionados forem os partidos no gabinete, menor será a duração do gabinete.

Quanto maior for o número de partidos políticos no Congresso Nacional, maior será a necessidade de construir alianças amplas que permitam governar. A coalizão seria, então, uma resposta estratégica para o dilema institucional instalado pela coexistência de um poder Executivo eleito diretamente pelo sufrágio popular, no qual o presidente representa o próprio partido, com uma casa legislativa multipartidária, composta por um número extenso e heterogêneo de forças políticas rivais (Chaisty; Cheeseman; Power, 2014). O presidencialismo encontraria sua válvula de escape na coalizão multipartidária e a sobrevivência dos governos dependeria, entre outros fatores, de boas estratégias de nomeação ministerial do chefe de Estado. Assim, a (in)capacidade para a coordenação da coalizão impactaria diretamente no nível de estabilidade do gabinete.

Igualmente, reformas ministeriais seriam uma carta passível de ser utilizada pelo chefe de Estado para a gestão de apoios, aumentando sempre que preciso o leque de potenciais aliados (Franz; Codato, 2018; Martínez-Gallardo, 2012). Trocas de ministros são reordenações para resolver conflitos dentro do próprio partido do presidente, para reacomodar interesses e redividir fatias de poder com partidos da base aliada, ou ainda para redirecionar projetos prioritários do governo.

O objetivo deste artigo é analisar empiricamente a instabilidade dos gabinetes ministeriais no Brasil nos seis governos entre 1946 e 1964 (Eurico Dutra, Getúlio Vargas, Café Filho, Juscelino Kubitschek [JK], Jânio Quadros e João Goulart [Jango]). Simplificadamente, entendemos instabilidade como alta rotatividade de ministros no gabinete. Poucas trocas ministeriais indicariam o sucesso do presidente para gerir sua coalizão de apoios políticos. Muitas trocas seriam um índice não só de problemas de administração dessa federação de interesses, mas uma evidência mais ampla de crise política.

Na seção 1, apresentamos informações sobre o universo da pesquisa e a instabilidade ministerial medida exclusivamente pelos tempos de permanência dos ministros nas suas pastas. Na seção 2, calculamos um coeficiente de instabilidade de maneira mais complexa a fim de mostrar a variação da continuidade dos gabinetes dos distintos presidentes. Na seção 3, apresentamos um conjunto de doze variáveis utilizadas em estudos de Ciência Política que poderiam impactar o risco de determinado ministro deixar o gabinete e verificamos seus efeitos sobre a rotatividade ministerial no Brasil através do teste de riscos proporcionais de Cox. Essa é uma forma possível de se analisar os fatores que contribuem para as causas da instabilidade dos governos brasileiros entre 1946 e 1964.

O universo da pesquisa

Na construção do nosso banco de dados, consideramos cada nomeação ministerial com permanência na pasta igual ou superior a noventa dias, apenas. Foram analisados 213 mandatos ministeriais (e não ministros individualmente) para o regime 1946-1964. Dados biográficos dos ministros foram compilados a partir dos verbetes do Dicionário histórico-biográfico brasileiro (DHBB), publicado pelo Centro de Pesquisa e Documentação de História Contemporânea do Brasil da Fundação Getulio Vargas ( FGV CPDOC).

As datas de entrada e de saída do gabinete, que permitiram calcular os tempos de permanência dos ministros de Estado, foram retiradas da Biblioteca da Presidência da República (Brasil, 2016). Nela, há um rol de todos os ministros que serviram nos governos no verbete de cada ex-presidente.

A Tabela 1 traz a estatística descritiva do universo estudado e algumas medidas de tendência central e de dispersão.

Tabela 1 -
Número de ministros de Estado e tempo de permanência no cargo em meses, por presidente (1946-1964)

Presidente	Número de ministros	Média de meses	Mediana em meses	Desvio padrão	Tempo mínimo	Tempo máximo	Coeficiente de variação (%)
Dutra	40	21,5	12	17,3	4	60	80,34
Vargas	30	21,4	21	12,9	4	42	60,44
Café Filho	22	9,5	7,5	4,1	5	14	43,07
JK	43	21,8	18	16,2	3	60	74,24
Jânio	18	5,9	6	0,2	5	6	3,97
Goulart	60	7,4	9	2,8	3	14	38,55
Total	213	15	10	8,9	4	33	50,1

Fonte: Elaboração nossa.

A média aritmética da permanência de ministros no cargo no regime da Constituição de 1946 foi de quinze meses. No entanto, a média pode ser influenciada por valores extremos muito altos ou muito baixos. O curto período de governo de Jânio Quadros (de 31 de janeiro até 25 de agosto de 1961) distorce essa medida. A mediana de apenas dez meses significa que metade dos ministros de todos os governos considerados permaneceu no cargo por menos de dez meses, e a outra metade por mais de dez meses. Em termos práticos, um ministro de Estado teria mais probabilidade de permanecer no cargo por um período mais próximo de dez meses (mediana) do que de quinze meses (média) ( Tabela 1). Essa alta taxa de rotatividade no gabinete seria um indicador de instabilidade política. Ao contrário das democracias parlamentaristas, nas quais a maior parte dos ministros tendem a cumprir integralmente seus mandatos (Huber; Martínez-Gallardo, 2008), a regra aqui é a saída antecipada do gabinete mesmo antes do fim dos períodos presidenciais.

O desvio padrão é uma medida de dispersão que indica quanto os valores individuais se desviam da média. Governos com desvios padrão menores indicam que os ministros tiveram tempos de permanência mais homogêneos e mais próximos à média. Já um desvio padrão alto aponta que houve grande variação no tempo de permanência dos ministros dentro de um governo específico. O governo de Eurico Dutra mostra um desvio padrão de 17,3 meses, significando que alguns ministros permaneceram por períodos muito diferentes da média de 21,5 meses, igual ao segundo governo de Vargas (desvio padrão de 12,9 e média de 21,4 meses), sinalizando instabilidade em função de frequentes mudanças ministeriais.

O coeficiente de variação (CV) (calculado a partir da razão do desvio padrão pela média e expresso em porcentagem) mostra a variabilidade dos dados em relação à média da população sem levar em consideração a ordem de grandeza da variável. Ele é muito útil para comparar a variabilidade de conjuntos de dados com médias muito diferentes, como é o caso aqui. Para Dutra, Vargas e JK a média gira em torno de 21 meses; para Goulart, apenas sete meses ( Tabela 1). Quanto menor for o coeficiente, mais homogêneo será o conjunto de dados, isto é, menor será a dispersão em torno da média de tempo de mandato ministerial. Estabeleceu-se estatisticamente que um CV é considerado baixo quando for menor ou igual a 25%. Isso indicaria um conjunto de dados razoavelmente homogêneo.

Quando comparamos os coeficientes de variação dos dados entre os presidentes, verificamos uma heterogeneidade muito maior nos mandatos ministeriais de Eurico Dutra (80%) em relação ao gabinete de João Goulart (38,5%), informação que necessita ainda uma explicação mais contextual. Preliminarmente, isso pode ter relação com o tempo máximo dos presidentes na função. No caso de Dutra e JK, sessenta meses, e, no caso de Goulart, apenas trinta ( Tabela 3).

De toda forma, os valores do coeficiente de variação são especialmente altos para todos os governos (exceto o de Jânio), o que indica diferenças muito grandes entre os tempos de permanência dos titulares nos ministérios. Os tempos máximo e mínimo ( Tabela 1) também expressam isso, mas de forma menos acurada, pois há governos que duraram tanto seis como sessenta meses. A ausência de uniformidade — o coeficiente médio de variação foi de 50,1% — é outro indicador da grande instabilidade política do regime, ao menos quando olhada a partir do turnover ministerial.

O número de nomeações de ministros por governo também é um indicador objetivo do grau de instabilidade dos gabinetes durante o período político que se abre após o Estado Novo. Enquanto Juscelino Kubitschek nomeou 43 ministros em cinco anos, Goulart indicou nada menos que sessenta em dois anos e meio, entre 1961 e 1964 ( Tabela 1).

A Tabela 2 resume os dados por ministério, destacando aqueles de maior rotatividade média em meses.

Tabela 2 -
Ministérios com o maior número de nomeações e menor tempo médio de permanência por governo (1946-1964)

Presidente	Ministérios	Número de nomeações	Média de meses	Mediana em meses
Dutra	Justiça	4	13,5	10,5
Vargas	Trabalho	4	10,5	7,5
Café Filho	Justiça/Viação e Obras Públicas	2	5,5	5,5
JK	Estado-maior das Forças Armadas	4	13,8	14
Jânio	Consultoria Geral da República *	1	5	5
Goulart	Educação	5	5,4	4

• Fonte: Elaboração nossa.
• ^*
  Ministérios com média de meses idênticas, como no governo Jânio Quadros (seis meses), foram escolhidos pelas menores medianas.

Em termos absolutos, a pasta que apresentou o maior nível de rotatividade foi a da Educação no governo de João Goulart, com cinco nomeações em trinta meses. O tempo médio de permanência dos seus ministros foi de pouco mais de cinco meses no cargo. Ministros do Trabalho no segundo governo de Vargas (1951-1954) não ficaram nem por um ano (média de dez meses e meio) ( Tabela 2). Os dados para o governo Jânio Quadros podem enviesar as análises, pois ele ficou na função por pouco mais de seis meses.

Esses dados são informativos, mas não levam em conta os contextos políticos e/ou econômicos que estão na base do turnover ministerial e, em especial, o tempo de permanência do presidente da República na função de chefe de Estado. Na próxima seção exploraremos a instabilidade dos gabinetes ministeriais dos governos de forma menos descritiva e através de uma medida mais acurada, que leva em consideração, ainda que indiretamente, conjunturas políticas graças ao tempo de permanência efetiva do presidente no cargo ponderado pelo tempo de mandato presidencial previsto pela Constituição de 1946.

Uma medida da instabilidade dos gabinetes ministeriais no Brasil

Segundo argumentou Santos (1986), a priori, “é impossível afirmar que um governo é mais ou menos estável do que outro […]. Para comparar com maior precisão a estabilidade de um governo com outro é preciso compensar a diferença de tempo nos respectivos mandatos constitucionais efetivamente cumpridos” pelos presidentes.

Seguindo uma fórmula proposta pelo autor, calculamos um coeficiente para o nível de instabilidade de cada governo de acordo com as seguintes variáveis: a duração do mandato presidencial (isto é, tempo que ele permaneceu de fato na função) e o tempo conforme estipulado pela Constituição, o número de portfólios existentes no período de seu mandato e o número de ministros que foram nomeados por ele durante o governo. Esses dados, assim como os indicadores de estabilidade e instabilidade ministerial comparada, estão resumidos na Tabela 3.

A duração média dos mandatos ministeriais (variável 5) é obtida multiplicando-se o tempo de permanência efetiva do presidente em meses (variável 1) pelo número de ministérios (variável 4) e depois dividindo o valor obtido pelo número de ministros nomeados (variável 3). O resultado é o valor médio dos mandatos dos ministros do gabinete. Esse valor é então dividido pelo tempo de permanência máximo constitucional do presidente (variável 2) para então se calcular a estabilidade ministerial. Desse resultado, podemos extrair o coeficiente do indicador de instabilidade política subtraindo o coeficiente de estabilidade de 1 a fim de inverter os valores e tornar o indicador intuitivo (Santos, 1986). Quanto maior for o coeficiente, maior será o nível de instabilidade apresentado pelo governo.

Quadro 3 -
Valores para o cálculo do oeficiente do indicador de instabilidade ministerial ^*

Variáveis	1	2	3	4	5	6	7
Presidente	Permanência efetiva	Permanência constitucional	Número de ministros nomeados	Número de ministérios no governo (gabinete)	Duração média dos mandatos ministeriais {(1*4)/3}	Estabilidade ministerial comparada {5/2}	Coeficiente do indicador de instabilidade {1-(5/2)}
Dutra	60	60	40	15	22,5	0,38	0,63
Vargas	42	60	30	16	22,4	0,37	0,63
Café Filho	14	14	22	16	10,2	0,73	0,27
JK	60	60	43	16	22,3	0,37	0,63
Jânio	7	60	18	18	7	0,12	0,88
Goulart	30	54	60	21	10,5	0,19	0,81

Fonte: Elaboração nossa.
• ^*
  Os números diferem dos de Santos (1986): 121 porque incluímos nos nossos cálculos todos os portfólios com status de ministério à época.

A equação abaixo resume o processo de cálculo para determinar o coeficiente de instabilidade:

$$C_i=1-\frac{N_m\cdot P_e}{N_n\cdot P_c}$$

Onde:

Ci é o coeficiente de instabilidade política;

Nm é o número de ministérios no governo;

Pe é a permanência efetiva do presidente em meses;

Nn é o número de ministros nomeados;

Pc é a permanência máxima constitucional do presidente em meses.

Os resultados do coeficiente de instabilidade são apresentados no Gráfico 1. O coeficiente varia de 0 a 1, onde 0 indica estabilidade total (nenhuma mudança ministerial) e 1 indica instabilidade total (mudança completa do gabinete ministerial). O coeficiente de instabilidade é medido apenas uma vez para cada presidente, e não a cada gabinete formado durante seu governo, sendo o coeficiente a média das mudanças de todos os gabinetes.

Os dados obtidos reforçam o argumento de Santos (1986), segundo o qual a instabilidade ministerial seria uma boa proxy das crises sucessivas enfrentadas por esses governos.

O padrão geral dos dados indica alta instabilidade dos gabinetes desses cinco presidentes graças a mudanças frequentes na liderança dos portfólios. Os coeficientes mais altos podem ser interpretados como sinal de turbulência e de constante necessidade de realinhamentos políticos.

Gráfico 1 -
Coeficiente do indicador de instabilidade do gabinete ministerial por presidentes (1946-1964)

Os maiores valores do coeficiente coincidem com governos interrompidos, seja por renúncia (Jânio 0,88) ou golpe militar (Goulart 0,81). Café Filho tem um valor muito baixo em função do seu tempo de permanência de apenas catorze meses no cargo. A mediana desses valores para todos os casos é de 0,63, praticamente igual à média (0,64), mas, quando se retira o governo Café Filho, a média sobe para 0,72. Para em uma medida que vai até 1 é bastante alta.

Mas que fatores poderiam estar correlacionados com os altos índices de instabilidade demonstrados acima? A seguir avaliamos a rotatividade ministerial a partir de fatores relativos aos perfis pessoais dos ministros, assim como a fatores institucionais (partidários) e conjunturais (políticos e econômicos).

Fatores que influenciam na rotatividade ministerial

Fischer, Dowding e Dumont (2012) propuseram um leque de razões explicativas que podem ser testadas nas pesquisas que miram a duração de mandato ministerial: i) variáveis pessoais para analisar, por exemplo, mudanças de perfis ao longo do tempo (escolaridade, idade média dos titulares e principalmente gênero); ii) variáveis institucionais para análises comparadas entre países (forma de regime político, sistema de governo, tipo de sistema partidário); e iii) variáveis conjunturais, como o peso parlamentar medido pelo número de cadeiras controladas pelo partido ao qual o ministro é filiado, tipo do portfólio ministerial (quantidade de poder, área de ação, controle de recursos para definir políticas públicas etc.), personalidade do primeiro ministro, e assim por diante.

Modelos complexos e preditivos que buscam razões em vários fatores para eventos críticos de instabilidade política tendem a perder poder explicativo de acordo com o local e o período sobre o qual nos debruçamos. Bowlsby et al. (2019) apontam que fatores presentes em estudos preditivos sobre instabilidade política (Goldstone et al., 2010) também diminuem sua força quando aplicados ao mesmo objeto no período subsequente. Assim, modelos de análise construídos para estudar crises políticas podem desmoronar quando empregados a outros contextos em função da própria natureza do objeto. Nesse sentido, investigações históricas ao longo do tempo são melhores para nos ajudar a identificar os períodos nos quais grandes mudanças e reordenações ocorrem (Bowlsby et al., 2019).

Por outro lado, enquanto análises de casos específicos podem expor detalhes sobre conjunturas críticas sem os quais colapsos institucionais não seriam detectados, é comum negligenciarmos padrões mais amplos ou recorrentes. Isso impede que se reconheça as causas sistêmicas de crises políticas, o que pode também levar a conclusões inexatas. Logo, é essencial desenvolver modelos de análise teoricamente sólidos e que permitam comparações consistentes entre os casos estudados.

No Brasil, crises costumam estar associadas a impasses entre Executivo e Legislativo. Se a formação de coligações legislativas resulta sempre de negociações ad hoc ou simplesmente de uma identidade de preferências, coalizões governamentais implicam acesso a empregos e cargos poderosos em troca de apoio legislativo (Figueiredo, 2007).

Amorim Neto e Santos (2001) sugerem que a disciplina partidária de legendas da base aliada deve ser explicada pelas estratégias dos presidentes para a formação de coalizões parlamentares por meio da distribuição aos partidos de recursos de patronagem como ministérios, por exemplo (“conexão presidencial”). O argumento central é que o presidencialismo brasileiro centraliza no chefe do Executivo uma série de prerrogativas decisórias: encaminhar projetos de lei, formular propostas orçamentárias, vetar parcial ou integralmente projetos de lei e nomear livremente ministros de Estado etc. Contudo, os presidentes são os únicos políticos eleitos por uma votação de âmbito nacional e com interesse de patrocinar políticas públicas ou decisões de abrangência nacional. Essas políticas afetam interesses diversos e complexos no Congresso, obrigando os presidentes a buscar uma maneira de alinhar e conciliar essas diferentes demandas (Amorim Neto; Santos, 2001).

Essa combinação de fatores, com presidentes e parlamentares tendo origens eleitorais distintas mais a centralização das decisões no Executivo, levou a uma política de distribuição de recursos de todo tipo, o que incentivou os legisladores a apoiar não só a criação, mas também a execução de políticas. Assim, o controle de cargos na esfera executiva — como portfólios ministeriais — se tornou uma ferramenta essencial na acumulação de influência e poder no presidencialismo brasileiro.

Nesse sentido, ocupar um ministério significava, para partidos e deputados, influência nas decisões governamentais e ao espólio eleitoral do governo, acesso privilegiado a recursos orçamentários para direcionar a órgãos e circunscrições específicos, a informações técnicas e políticas que facilitassem a implementação de medidas desejadas e a canais de comunicação informais com outros atores do aparelho do Estado, além, claro, da projeção midiática que o cargo facultava. Assim, segundo Amorim Neto e Santos (2001), quanto maior o número de cargos à disposição para o partido, maior seria a tendência da bancada, ou da maior parte dela, em acompanhar o governo nas votações da Câmara dos Deputados.

Tratando-se do regime iniciado em 1946 e findado com o golpe militar de 1964, o preço do apoio partidário se tornava ainda mais caro à medida que a Câmara se caracterizava por dois atributos a princípio disfuncionais para a governabilidade e o sucesso legislativo presidencial: alta fragmentação e baixas taxas de disciplina partidária quando comparadas com outras democracias. Durante a República de 1946, o Brasil não só tinha uma das Câmaras mais fragmentadas do mundo, como o partido do presidente chegava, na melhor das hipóteses, a conquistar apenas um terço das cadeiras no Legislativo federal (Mainwaring, 1993).

Os partidos na Câmara apresentavam taxas próximas a 50% de indisciplina (Santos, 2003), deixando o governo sem respaldo em sua própria base de sustentação no Legislativo, seja pela ausência de prerrogativas institucionais aos líderes partidários (Figueiredo; Limongi, 2007), seja pela falta de coordenação política do poder Executivo (Zulini, 2015).

Partindo desse princípio, Amorim Neto ( 2000, 2006) defende que o sucesso do governo na Câmara — aprovação de projetos oriundos do poder Executivo — e a estabilidade ministerial poderiam ser explicados pelo grau de proporcionalidade entre a porcentagem de ministérios detida por partido e a sua contribuição, em cadeiras parlamentares, para a base legislativa, medido através da taxa de coalescência.

A seguir apresentamos as doze covariáveis que compõem o nosso modelo explicativo ( Quadro 1). Exatamente porque pretendemos formular uma interpretação que esteja atenta a contextos (tanto políticos, quanto econômicos e institucionais), testamos a influência de múltiplos fatores de várias ordens ou naturezas (“dimensões”), sem postular generalizar essas explicações para outros regimes (a democracia da Constituição de 1988, por exemplo).

Quadro 1 -
Covariáveis testadas para compreender a instabilidade ministerial no Brasil (1946-1964)

Covariáveis	O que mede	Como mede	Referência	Pressuposto
Pessoais
1. Expertise do ministro (portfolio experience) a	Se já serviu em ministério anteriormente e quantas vezes serviu	Variável intervalar: medida a partir da segunda nomeação ministerial: a cada nomeação é acrescido 0,25 ao “capital ministerial”, que varia de 0 (uma nomeação) a 1 (quatro ou mais)	Huber; Martínez-Gallardo (2004)	Huber e Martínez-Gallardo (2004: 32) definem portfolio experience como “qualquer mudança que ocorra em nome de um indivíduo controlando um portfólio específico”, seguindo Dogan (1989) ao valorizarem como positivo e contribuindo para a estabilidade do gabinete o fato de haver um núcleo de poder que mantém o core do governo.
2. Primeiro gabinete a	Primeira escolha do presidente da República (por afinidade ou reputação ou influência política); ou primeira indicação dos partidos aliados (preferência)	Variável categórica: se o ministro foi nomeado quando o presidente tomou posse ou durante o primeiro mês de governo; ou depois disso (0 = não; 1 = sim)	Browne; Frendreis; Gleiber (1986); Camerlo; Pérez-Liñán (2015)	“Esses ministros foram nomeados como a primeira escolha do presidente e, por isso, podem ser tratados de forma diferenciada em comparação com aqueles indicados posteriormente durante o mandato” (Camerlo; Pérez-Liñán, 2015: 614).
Institucionais (partidárias)
3. Número de partidos no gabinete b	Número absoluto de partidos que integram os gabinetes ministeriais dos diferentes governos	Variável contínua: contagem do número de partidos em cada gabinete no momento da saída do ministro do governo	Browne; Frendreis; Gleiber, (1986); Warwick (1979)	“A estabilidade do governo está negativamente correlacionada com o número de partidos que integram esse governo” (Taylor; Herman, 1971: 31).
4. Variação na quantidade de partidos no gabinete a	Qualquer alteração (saídas ou entradas) no número de partidos que integram o gabinete ministerial dos governos	Variável contínua: diferença aritmética no número de partidos em relação ao gabinete anterior	Adaptado de Lijphart (1984)	Alterações muito expressivas na coalizão diminuem o tempo médio de duração de um gabinete. Adaptamos para “diminuem o tempo médio da sobrevivência do ministro” no governo.
5. Número efetivo de partidos parlamentares c	Dispersão (ou concentração) de forças políticas no Legislativo e o número de partidos que o presidente precisa levar em consideração para formar o gabinete	Variável contínua: a partir da fórmula de ( LAAKSO; TAAGEPERA, 1979) (por legislatura (1946-1964) no momento da saída do gabinete (dados referentes à situação na Câmara dos Deputados)	Huber; Martínez-Gallardo (2008)	O número efetivo de partidos reflete a concorrência política em um sistema partidário, com um valor mais alto indicando maior fragmentação, e vice-versa. Um NEPp alto dificulta a formação de maiorias e coalizões governamentais estáveis em função da pressão que os muitos partidos aliados podem exercer para controlar uma pasta ministerial.
6. Índice de coalescência ministerial d	Taxa de recompensas ministeriais (portfolios) em relação à porcentagem de cadeiras (“peso legislativo”) controladas pelos partidos aliados ao presidente na Câmara dos Deputados	Variável contínua: índice medido por gabinete no momento da saída do ministro	Amorim Neto (2000)	Este índice oferece uma visão quantitativa de quão unificado é um gabinete e pode indicar a capacidade de um governo de agir de maneira coletiva e coordenada, sendo um fator importante na análise da estabilidade governamental. Assim, quanto maior a proporcionalidade entre ministérios que um dado partido recebe e seu peso legislativo diante dos demais partidos da coalizão, mais estável será o gabinete e, portanto, o governo.
Conjunturais (políticas)
7. Idade da democracia a	Anos decorridos desde o início do regime político (1946) até o momento da saída do ministro do gabinete	Variável contínua: contagem	Schleiter; Morgan-Jones (2009)	“É possível que governos enfrentem riscos maiores de término precoce nos primeiros anos de um regime democrático, pois os atores podem testar os limites de seus poderes constitucionais e as regras de negociação de coalizões ainda podem estar evoluindo. No entanto, com o tempo, à medida que a Constituição ganha uma interpretação mais clara e os procedimentos de negociação de coalizões são acordados, a durabilidade dos governos pode aumentar” (Schleiter; Morgan-Jones, 2009: 504).
8. Ciclo eleitoral a	Distância em anos para a próxima eleição presidencial contados a partir da data de demissão	Variável contínua: o índice adquire o valor 0 no primeiro ano do mandato presidencial e aumenta até adquirir o valor 1 no último ano (não foram contabilizadas as demissões de Vargas, Jânio e Goulart, pois os governos terminaram antes do prazo)	Altman (2000)	“No final do mandato presidencial, as [diferentes] facções políticas estão preocupadas principalmente com ganhos eleitorais, levando-as a se comportar essencialmente como atores em busca de votos. Esta variável é fundamental porque fornecerá as informações necessárias para confirmar (ou rejeitar) a presença de ciclos governamentais em regimes presidenciais multipartidários” (Altman, 2000: 268).
9. Eleição presidencial a	Se o ministro saiu do gabinete no ano da eleição presidencial	Variável categórica: só foram considerados os ministros que saíram em 1955 e 1960 (0 = não; 1 = sim)		O calendário político influi diretamente da dinâmica de reordenação dos gabinetes
10. Presidente não eleito diretamente a	Se o presidente foi ou não indicado por sufrágio popular direto	Variável categórica (0 = não; 1 = sim)	Martínez-Gallardo (2014)	“Presidentes não eleitos […] estão associados a maior instabilidade” (Martínez-Gallardo, 2014: 24).
Conjunturais (econômicas)
11. Variação da inflação e	Log (10) da taxa de inflação do ano IGP-DI	Variável contínua: computaram-se os dados do ano anterior à saída do ministro	Abranches (2014).	Em um contexto de crescimento econômico baixo, alta da inflação de preços e queda da renda real, diminui a “capacidade de atração suficiente [da presidência] para evitar a dispersão de facções dos maiores parceiros da coalizão — às vezes até mesmo do partido presidencial” (Abranches, 2014). Em resumo: quanto maior a inflação, menor a estabilidade do gabinete.
12. Variação do PIB f	Taxa de variação do PIB em relação ao ano anterior	Variável contínua: computaram-se os dados do ano anterior à saída do ministro para verificar o impacto sobre a reordenação do gabinete no ano da saída do ministro	Silva (2017)	Quanto menor o PIB, indicador básico de “crescimento econômico”, maior a estabilidade do gabinete (Silva, 2017).

Fontes:
• ^a
  Elaboração nossa.
• ^b
  Número de partidos no gabinete: diversas fontes.
• ^c
  Número efetivo de partidos parlamentares: 1946-1950 (Amorim Neto, 1994); 1951-1964 ( Nicolau, 2004: 99, tabela 7);
• ^d
  Índice de coalescência ministerial: Gabinetes: Dutra 1 a 4, Vargas 1 e 2 (Amorim Neto, 2006, apud Vasselai, 2009: 184-185); Café Filho 1 e 2 e Jango 1 a 7 (Figueiredo, 2007);
• ^e
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• ^f
  PIB: Fundação Getulio Vargas – Centro de Contas Nacionais – diversas publicações, período 1947 a 1989; IBGE. Diretoria de Pesquisas. Coordenação de Contas Nacionais.

Testamos a rotatividade ministerial a partir de quatro dimensões:

i) pessoal: compreende os atributos individuais do ministro de Estado. A partir deles estimamos o impacto de fatores relativos ao prestígio político e profissional dos indicados. As duas variáveis a serem testadas nessa dimensão são: a) expertise do ministro, na qual avaliamos o ministro já ter ocupado alguma posição de primeiro escalão sobre a suas chances de demissão; e b) primeiro gabinete, que registra se o ministro foi recrutado na primeira rodada de nomeações do presidente, o que revelaria notoriedade ou preponderância política. Nossa expectativa é que os dois fatores são indicadores de autoridade política e, dessa forma, contribuem para a estabilidade do gabinete, diminuindo os níveis de rotatividade ministerial.

ii) institucional: essa dimensão diz respeito às características do sistema partidário. Avaliamos o nível de rotatividade dos gabinetes a partir de quatro proxies: a) número de partidos no gabinete; b) variação na quantidade de partidos no gabinete; e c) número efetivo de partidos. A suposição é que quanto menor o valor dessas variáveis, maior será o nível de estabilidade do gabinete. Um último fator é d) índice de coalescência, isto é, o respeito à proporcionalidade das forças partidárias da Câmara dos Deputados representadas em cada gabinete de cada governo no momento de demissão do ministro. Diferentemente das outras três variáveis, a expectativa é que o maior nível de proporcionalidade aumente a estabilidade do gabinete.

iii) política: engloba fatores conjunturais que dizem respeito à distância no tempo entre a demissão do ministro e três fenômenos: a) o início do regime político vigente (idade da democracia); b) a distância entre as próximas eleições e a demissão do ministro ( ciclo eleitoral, isto é, anos restantes para a próxima eleição); e c) eleição presidencial, isto é, se a saída coincide com o ano eleição presidencial ou não. A proximidade com as eleições impacta negativamente a estabilidade ministerial. Não classificamos como demissão aqueles ministros que se candidataram até um ano após a sua saída do gabinete. Dessa forma, estamos calculando o impacto das eleições sobre a estabilidade do gabinete sem contar com aqueles que saíram explicitamente por pretensões eleitorais. Ainda de natureza política, avaliamos também d) o fato de se o presidente ter sido ou não eleito diretamente tem impacto sobre o nível de estabilidade ministerial. Se sim, a expectativa é positiva.

iv) econômica: abarca indicadores de desempenho econômico ao longo do tempo. Avaliamos o nível de rotatividade no poder Executivo à luz das variações de: a) produto interno bruto; e b) inflação no momento de demissão do ministro. Nossa suposição é que esses dois fatores conjunturais tenham impactos diferentes sobre a rotatividade ministerial. Esperamos que a variação positiva do PIB tenha repercussão negativa para a instabilidade ministerial (isto é, aumente a estabilidade) e o aumento da taxa de inflação de um ano para o outro tenha um efeito positivo, diminuindo a estabilidade.

O Quadro 2 resume o sentido do impacto esperado das covariáveis sobre o nível de instabilidade política em função do turnover ministerial conforme as hipóteses de trabalho referidas acima.

Quadro 2 -
Modelo analítico: covariáveis explicativas para estimar a instabilidade política no Brasil a partir do turnover ministerial

Dimensão	Covariáveis	Direção esperada para explicar a instabilidade
Pessoal (variáveis reputacionais)	Expertise do ministro	−
	Integrou primeiro gabinete	−
Institucional (variáveis partidárias)	Número de partidos no gabinete	+
	Variação na quantidade de partidos no gabinete	+
	Número efetivo de partidos parlamentares	+
	Índice de coalescência ministerial	−
Conjuntural (variáveis políticas)	Idade da democracia	−
	Ciclo eleitoral	+
	Saiu ano eleição presidencial	+
	Presidente não eleito diretamente	+
Conjuntural (variáveis econômicas)	Variação do PIB	−
	Variação da inflação	+

Fonte: Elaboração nossa.^*

Combinamos essas variáveis em um teste de regressão. Esse teste estatístico é usado para modelar a relação entre uma variável de interesse ou dependente (cujas mudanças se deseja explicar ou prever) e uma ou mais variáveis independentes (variáveis que podem ou não ter algum tipo de associação ou relação com a variável dependente). Ele avalia até que ponto as variáveis independentes “determinam” mudanças na variável dependente (maior ou menor instabilidade política). É mais exato afirmar que um teste de regressão permite verificar a possibilidade de associação ou correlação entre as variáveis dependente (VD) e independentes (VI) em vez de causalidade direta. Utilizamos o método de regressão de riscos proporcionais de Cox.

Esse método tem como função identificar o efeito das covariáveis associadas ao nosso evento de interesse (saídas de ministros do gabinete), demonstrando estatisticamente que fatores estão mais ou menos correlacionados ao tempo de saída do ministro do governo. Ele é projetado para analisar e interpretar dados de tempo até a ocorrência de um evento crítico. Lembre-se que a pergunta central aqui é: Que condições ou conjunto de condições mais contribuiriam para a rotatividade ministerial no Brasil (logo para a instabilidade política)?

Casos “censurados” não são usados no cálculo do coeficiente de regressão (pois não sofreram o evento, que é a saída do ministro do gabinete). Para o total de 213 observações do banco de dados, consideramos que sofreram o evento 91 (ou 43%); casos censurados foram 122 (ou 57%).

No modelo de Cox, o coeficiente de regressão (β) para cada covariável, o erro padrão [standard error (SE)] de β, o seu valor de significância de teste de Wald, os graus de liberdade (df), o valor de significância do coeficiente de regressão Exp(β) e o intervalo de confiança (CI) devem ser interpretados como na regressão logística. Explicaremos a seguir como ler cada parâmetro.

O β é um número que representa o coeficiente de regressão. Ele informa sobre a força (mais ou menos) e a direção (positiva ou negativa) da relação entre a VD e a VI. Se o valor for positivo isso significa que à medida que a covariável aumenta, o risco de saída do gabinete também aumenta. Se for negativo, significa que à medida que a covariável aumenta o risco de saída do gabinete diminui. SE é o erro padrão e mede a variação nos coeficientes de regressão. Ele nos ajuda a entender o quão confiantes podemos estar no valor de β obtido. É usado para calcular os intervalos de confiança e testar a significância dos coeficientes.

Wald é um teste estatístico que ajuda a ver se a covariável é significativa ou nula (isto é, sem efeito sobre a VD). Um valor de Wald mais alto sugere que a variável é mais significativamente associada ao risco de ocorrer o evento e, portanto, mais confiança podemos ter de que aquela variável independente tem algum efeito na variável dependente.

Se o Sig., isto é, a significância estatística de um resultado, for maior que 0,05, o efeito da covariável no modelo explicativo não é estatisticamente importante. A influência daquela covariável sobre a variável dependente pode ser devido ao acaso e não a uma relação real. Isto é, a relação observada pode não ser realmente diferente de nenhuma relação. Se for menor que 0,05, a variável é então útil para o modelo explicativo e deve ser considerada.

O Exp(β) é calculado a partir do β (coeficiente beta) através da função exponencial. Esse cálculo transforma o coeficiente linear β em uma razão de riscos que é mais fácil de interpretar em termos de mudanças percentuais no risco do evento em questão ocorrer. Valores altos do Exp(β) (a exponencial do coeficiente β em modelos de regressão de riscos proporcionais como aqui) indicam grande chance [hazard ratio] de que o evento de interesse aconteça.

Calcular o (Exp(β)−1)×100 é uma maneira de transformar o hazard ratio (Exp(β)) em uma mudança percentual relativa ao risco para facilitar a interpretação da regressão. O valor resultante indica a porcentagem de aumento ou diminuição no risco para cada unidade de aumento na variável independente. Se o resultado for -60,4, isso significa que há uma diminuição de 60% no risco para cada unidade de aumento na variável independente. Por fim, 95% CI para Exp(β) é o intervalo de confiança [confidence interval]. Se o número 1 não estiver entre os valores inferior e superior, isso reforça a ideia de que a covariável testada é significativa para produzir efeito sobre a VD.

Na Tabela 4 apresentamos os resultados da regressão, mostrando apenas as covariáveis que tiveram significância estatística (p < 0,05). ^II

Tabela 4 -
Modelo de regressão multivariada de Cox para risco de saída do gabinete ministerial no regime da Constituição de 1946

Covariáveis	β	SE	Wald	df	Sig.	Exp(β) *	(Exp(β)-1)×100	95,0% CI para Exp(β)
								inferior	superior
Pessoais
Integrou primeiro gabinete	−1,317	,284	21,453	1	0,000	,268	−73,2	,153	,468
Conjunturais
Número de partidos no gabinete	−1,305	,343	14,488	1	0,000	,271	−72,9	,138	,531
Variação na quantidade de partidos no gabinete	1,390	,220	39,961	1	0,000	4,015	301,5	2,609	6,178
Número efetivo de partidos	1,288	,226	32,469	1	0,000	3,625	262,5	2,328	5,645
Índice de coalescência ministerial	−,325	,123	6,978	1	0,008	,723	−27,7	,568	,920
Conjunturais
Saiu ano eleição presidencial	−,927	,293	10,053	1	0,002	,396	−60,4	,223	,702

Fonte: Elaboração nossa.
• ^*
  Exp(β) representa a relação-mudança nas chances de o evento de interesse para uma mudança unitária no fator preditor. Exp(β) > 1 indica que, à medida que o preditor aumenta, aumentam as chances de ocorrência do evento. Quando Exp(β) = 1, o efeito é nulo. Exp(β) < 1 indica que, à medida que o fator preditor aumenta, as chances de o evento ocorrer diminuem (Capp; Nienov, 2020): 223.

Seis covariáveis não apresentaram correlação estatística com a rotatividade de ministros ao longo da República de 1946: uma variável reputacional (expertise ministerial), três variáveis contextuais políticas (idade da democracia, ciclo eleitoral, presidente não eleito diretamente), e duas variáveis contextuais econômicas (variação anual do PIB e taxas de inflação). O teste indicou que esses aspectos não têm impacto estatisticamente significativos na sobrevivência dos ministros nesse período.

Em relação às covariáveis políticas, gabinetes montados por presidentes eleitos diretamente apresentam taxas de rotatividade semelhantes aos gabinetes formados por presidentes não eleitos, no caso, os vices dos presidentes que saíram por renúncia (Jânio Quadros substituído por João Goulart) ou morte (Getúlio Vargas substituído por Café Filho). Da mesma forma, a variável idade da democracia não mostrou que a instabilidade ministerial diminuiu com o passar do tempo, o que não corroborou a hipótese que vincularia consolidação democrática com maiores índices de estabilidade política.

Crises de estabilidade política medidas pela rotatividade nos ministérios e altas taxas de saída não podem ser explicadas, nesse contexto específico, por variáveis econômicas (aumento do PIB do país e diminuição das taxas de inflação). Ou seja, não se pode afirmar com confiança que existe uma relação significativa ou um efeito real baseado nos dados analisados.

Seis covariáveis influenciaram a instabilidade política dos governos do período “populista”. O aumento no número efetivo de partidos na Câmara, assim como a variação na quantidade de partidos no gabinete foram os fatores que mostraram maior correlação com nomeações de novos ministros ao longo do regime, visto que aumentam o risco de saída, enquanto integrar o primeiro gabinete e sair no ano de uma eleição presidencial parecem ser fatores protetores.

Dito de outro modo: todas as covariáveis, exceto variação na quantidade de partidos no gabinete e número efetivo de partidos, têm coeficientes de regressão (β) negativos, o que indica que esses fatores estão associados a uma diminuição do risco de saída do gabinete. Por outro lado, variação na quantidade de partidos no gabinete e número efetivo de partidos têm coeficientes positivos, indicando que estão associados a um aumento no risco de saída.

Os indicados que integraram o primeiro gabinete formado pelo presidente têm 73% menos chances de sair comparado àqueles que não integraram se todos os outros fatores no modelo forem mantidos constantes [ceteris paribus]. O valor de Wald muito alto (21,453) indica um efeito significativo dessa covariável.

Um aumento no número de partidos no gabinete está associado a uma diminuição de 73% no risco de saída, o que significa que quanto maior o número de legendas aliadas no poder Executivo, menor a instabilidade apresentada nos governos.

Um aumento unitário na variação na quantidade de partidos no gabinete está associado a um aumento massivo de 301,5% no risco de saída. O Exp(β) de 4,015 indica que uma variação na quantidade de partidos no gabinete de um dado governo no período analisado está associada a um aumento significativo no risco relativo do evento ocorrer (mais de quatro vezes maior).

Quando o número efetivo de partidos na Câmara dos Deputados aumenta em uma unidade, o risco de saída do ministro cresce em 262,5%. Isso significa que, com um hazard ratio (Exp(β)) de 3,625 para o número efetivo de partidos, o risco de um evento, como a saída de um membro do governo, é mais de três vezes maior. ^III

Um aumento no índice de coalescência ministerial está associado a uma diminuição de 27,7% no risco de saída. Esse coeficiente (Exp(β) 0,723) sugere uma redução modesta no risco relativo do evento ocorrer com uma unidade de aumento no índice de coalescência. ^IV Essa covariável tem um valor menor de Wald (6,978), o que pode explicar por que seu valor p é mais alto (0,008) em comparação com outras covariáveis.

Aqueles que só saíram no ano de uma eleição presidencial têm 60% menos chances de deixar o gabinete nos anos anteriores do governo de determinado presidente. Esse coeficiente (0,396) está associado a uma redução no risco relativo do evento ocorrer.

Nosso modelo parece explicitar bem o modo de funcionamento do presidencialismo de coalizão brasileiro nesse período. As variáveis institucionais — e não as pessoais, ligadas ao perfil do ministro, ou as contextuais, ligadas a mudanças políticas e econômicas — foram as que mais impactaram na política de demissões ministeriais. A alta fragmentação política no Legislativo impôs aos presidentes da República estudados a urgência para logo acomodar um número maior de partidos na sua coalizão de apoio. Daí a busca por um leque cada vez mais diversificado de potenciais aliados para ajudar na formação de governo, fator indicado pela diferença aritmética no número de partidos em relação ao gabinete anterior.

Essa descoberta exige que consideremos a verdadeira natureza desses eventos: será que a existência de muitos partidos cria maiores desafios para o presidente na coordenação de coalizões devido à necessidade de ele gerir múltiplas demandas com recursos limitados para negociação? Ou é uma instabilidade política decorrente de outras fontes de crise — conspirações militares, bloqueios no processo legislativo, por exemplo — que forçam o presidente a buscar apoio de outros partidos e integrá-los no gabinete? Em outras palavras, a instabilidade é o resultado ou a causa dos fatores analisados para explicar o alto turnover ministerial? Embora este estudo não forneça uma resposta definitiva, sugere-se uma linha de pesquisa futura para explorar essas questões, em especial às relacionadas ao presidencialismo de coalizão após 1988.

Acreditamos que nosso modelo interpretativo fornece insights sobre que fatores influenciam o risco de saída do gabinete. No entanto, nenhuma relação mecânica de causalidade pode ser inferida apenas a partir desta análise. Outros fatores mais contextuais de cada governo talvez fossem necessários para uma compreensão mais completa do problema. Igualmente, tanto o sistema partidário, como os conflitos políticos do período 1946-1964 são bem diferentes do período 1988-2018. Logo, é bastante arriscado transplantar os achados aqui de uma época a outra.

Conclusões

Aformação de coalizões políticas é um elemento central para a gestão de regimes democráticos funcionais. Ao mesmo tempo em que garantem maior apoio político às iniciativas dos governos através de maiorias legislativas nos parlamentos, a nomeação de representantes de múltiplos grupos políticos para os vários portfólios ministeriais pretende comprar, à vista ou a prazo, governabilidade e, por essa via, estabilidade.

O artigo procurou entender os múltiplos fatores — reputacionais, partidários e conjunturais — que estiveram por trás da instabilidade do poder Executivo durante o regime da Constituição de 1946. Desenvolvemos um modelo para estimar os riscos proporcionais com doze condições para verificar as taxas de risco associadas e como elas impactaram a saída dos ministros e, portanto, indiretamente, na fragilidade política desses governos. Ao final, verificamos que fatores institucionais foram os mais importantes entre todas as covariáveis explicativas.

É preciso, contudo, mencionar alguns limites do modelo analítico e do nosso tipo de abordagem política:

a) A apresentação dos dados sobre os tempos de permanência nos portfólios ministeriais é bem informativa ( Tabela 1 e 2), mas essencialmente descritiva, pois não podemos extrair daí qualquer relação explicativa. Por outro lado, ao menos serviu para estabelecer empiricamente as dimensões do fenômeno estudado e circunscrever o problema da pesquisa em termos mais concretos e menos adjetivos;

b) O modelo de análise proposto com mais de dez fatores ( Quadro 1) é bastante exaustivo das múltiplas “causas” das sucessivas crises políticas do regime, mas muito pouco parcimonioso, com muitas covariáveis preditoras apontando, ainda que com base na literatura, em várias direções possíveis, o que torna nossa análise mais especulativa, ou exploratória, que explicativa, baseada em teste de hipóteses;

c) O método de regressão de Cox ( Tabela 4), embora muito preciso, pressupõe que a influência das covariáveis sobre o risco de sair do gabinete é sempre proporcional e, mais problemático, que as covariáveis têm um efeito constante ao longo do tempo, independentemente do governo considerado. Pode ser que alguns fatores sejam mais preponderantes sob determinado presidente do que em outros.

Apontamos algumas vantagens potenciais da nossa abordagem. Ela, contudo, permite:

a) Avaliar empiricamente a influência de uma série de covariáveis presentes de forma dispersa e pouco sistemática na literatura de Ciência Política sobre dissolução de gabinetes no presidencialismo (de maneira geral) e nos estudos historiográficos brasileiros sobre o regime político “populista”;

b) Formalizar e empregar um cálculo mais preciso para estimar a instabilidade política e institucional no Brasil ( Tabela 3), comparando diferentes governos ao longo do tempo e expressá-la na forma de um indicador objetivo permitindo uma análise comparativa ( Gráfico 1);

c) Enfatizar a conexão entre nomeações ministeriais, de um lado, e estabilidade ou instabilidade política, de outro, mostrando que fatores tiveram maior impacto sobre o problema das crises políticas no Brasil entre 1946 e 1964.

A opção por uma periodização ampla, que compreende dezoito anos (1946-1964), com governos muito heterogêneos entre si, mereceria, contudo, uma análise mais contextual, e não o tratar como um único bloco, mais isso foge dos objetivos estabelecidos no artigo. Essa é uma agenda bastante promissora. Novas investigações poderiam partir daqui e das pistas que oferecemos sobre os fatores (“causas”) mais importantes implicadas na instabilidade dos gabinetes ministeriais brasileiros.

Referências

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• ^I
  Agradecemos às(aos) pareceristas da Estudos Históricos que apontaram várias falhas no manuscrito original. Isso nos permitiu torná-lo bem melhor nesta versão final.
• ^II
  Sig. (de significância) ou p (de probabilidade) indicam a probabilidade de que o resultado observado ocorreu (ou não ocorreu) por mero acaso. Um valor de p baixo (menor que 0,05) indica que o resultado é estatisticamente significativo, sugerindo que o efeito observado de uma VI sobre a VD é real e não fruto de coincidência ou de alguma eventualidade. Assim, se p > 0,05, isso significa que a probabilidade de os resultados terem ocorrido por acaso é menor que 5%.
• ^III
  Para mais informações, ver a discussão metodológica entre Jairo Nicolau e Wanderley Guilherme dos Santos nos artigos “Partidos na República de 1946: velhas teses, novos dados” e “Velhas teses, novos dados: uma análise metodológica”. Os autores divergem em relação à análise do sistema partidário brasileiro durante a República de 1946. Nicolau (2004) emprega uma abordagem de refinamento e correção dos dados eleitorais, propondo novas perspectivas sobre a evolução dos partidos políticos e a estabilidade política do período em questão. Santos (2004), entretanto, destaca que as alterações propostas por Nicolau não induzem mudanças substanciais na compreensão do sistema partidário brasileiro no período analisado. Para o autor, a ideia proposta por Nicolau de que haveria uma relação direta entre fragmentação partidária e a instabilidade política não se sustentaria.
• ^IV
  O intervalo de confiança nos dá uma faixa na qual o verdadeiro valor de Exp(β) provavelmente reside. Se esse intervalo incluir 1, a relação pode não ser significativa. Por exemplo, o índice de coalescência ministerial tem um intervalo de 0,568 a 0,920. Como esse intervalo não cruza 1, isso indica que essa variável tem um efeito significativo sobre o risco de saída, apesar de seu valor p ser marginalmente abaixo do limiar de 0,01.
• Fonte de financiamento: Produtividade em Pesquisa Bolsa PQ/CNPq 309528/2017-8. Este estudo foi financiado, em parte, pela Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes) através de uma bolsa de doutorado e de duas bolsas de mestrado do Programa de Pós-Graduação em Ciência Política da Universidade Federal do Paraná (UFPR).

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  25 Mar 2024
• Data do Fascículo
  2024

Histórico

• Recebido
  14 Set 2023
• Aceito
  14 Dez 2023