Interações entre origem de classe, raça e gênero no acesso ao topo social no Brasil

Interactions between class origin, race and gender in access to the social top in Brazil

Resumo

A desigualdade de acesso ao topo privilegiado da estrutura social no Brasil é analisada à luz das complexas interações entre origem de classe, raça e gênero. Questões de pesquisa tratam da associação total e direta entre origem e destino, a associação direta por nível educacional e os retornos econômicos da educação, adotando uma abordagem de coorte para analisar as mudanças temporais. Os efeitos são estimados em probabilidades preditas usando modelos logísticos com os dados de mobilidade social da PNAD 2014. A origem de classe hierarquiza as oportunidades nos diferentes resultados, que são por sua vez modulados pelas interações entre origem, raça e gênero.

Palavras-chave:
Mobilidade social; Classe, raça e gênero; Desigualdade de oportunidades; Efeitos interativos

Abstract

The inequality of access to the privileged top of the social structure in Brazil is analyzed in light of the complex interactions between class origin, race and gender. Research questions address the full and direct association between origin and destination, the direct association by educational level, and the economic returns to education by taking a cohort approach when analyzing temporal changes. Effects are estimated in predicted probabilities using logistic models with social mobility data from PNAD 2014. Class origin ranks opportunities in different outcomes which are in turn modulated by interactions between origin, race and gender.

Keywords:
Social mobility; Class, Race and gender; Inequality of opportunity; Interactive effects

Efeito primário e modulações

Os estudos de mobilidade social investigam o grau de transmissão intergeracional das desigualdades que se estabelece na sociedade, derivado da condição socioeconômica dos pais. Neste trabalho a mobilidade social é abordada em termos dos efeitos da origem de classe no acesso ao topo social da estrutura de classes no Brasil. Os padrões de associação que se formam, em uma abordagem diferenciada e mais complexa, serão vistos à luz das interações entre origem de classe, gênero e raça. Como parte de programa de investigação comum, foram tratados em trabalhos precedentes os efeitos independentes da origem de classe no destino ao topo social e na renda dos filhos (Figueiredo Santos, 2019 e 2020). Investigaram-se a seguir as consequências das interações entre origem de classe e gênero em diferentes níveis da distribuição da renda dos filhos e filhas (Idem, 2021). Por fim, foram estudados os “dois lados” dos efeitos interativos entre origem de classe e raça na renda dos filhos, ou seja, a desigualdade racial condicional à origem de classe e a desigualdade de origem de classe condicional ao grupo racial (Idem, 2022 e 2023b).

O atual trabalho representa um novo desdobramento do percurso acumulado, uma agregação de complexidades relevantes ao interagir três divisões sociais, porém retomando o foco no acesso ao polo privilegiado no destino social, por se tratar de dimensão crítica das desigualdades de oportunidades no Brasil (Ribeiro e Carvalhaes, 2020). Nos estudos de mobilidade intergeracional no Brasil, na perspectiva de classe social, no sentido sociológico mais estrito, o artigo oferece uma contribuição diferenciada ao modelar o efeito direto da origem de classe em interações simultâneas com raça e gênero¹. Além disso, a abordagem de coorte adotada agrega uma quarta interação adicional a depender da questão focalizada. Devido à limitação de fontes de estudos no Brasil que interagem origem de classe, raça e gênero, faria menos sentido incluir no artigo uma revisão da literatura nacional, levando em conta, além disso, que tratamentos a respeito de classe, gênero e raça na mobilidade social foram objetos de revisões em estudos anteriores (Figueiredo Santos, 2019, 2021 e 2022).

Os principais elos diretos e indiretos subjacentes aos processos de reprodução intergeracional das desigualdades estão representados no triângulo analítico formado por origem social, educação e destino social (Goldthorpe, 2016). A linha de estudos desenvolvida prioriza a análise da associação direta entre origem e destino não mediada pela educação, a associação direta por nível educacional e a associação entre educação e destino social, ou seja, os retornos econômicos da educação. A investigação da associação direta entre origem e destino, após controlar a realização educacional, representa um modo de problematizar o papel da educação como grande força equalizadora nos processos de mobilidade social, visto que esta ideia supõe um efeito direto declinante da origem, ou tendendo a zero, no curso da sucessão das coortes de nascimento (Bernardi e Ballarino, 2016a; 2016b). As trajetórias de pessoas que possuem o mesmo nível educacional, porém desigualdades de origem, situadas no âmbito deste esquema analítico, servem para colocar à prova os papéis específicos ou concorrentes da origem e da educação nos processos de transmissão das desigualdades. Têm curso na literatura sociológica internacional evidências ou proposições que destacam a capacidade particularmente da educação superior em reduzir, em maior ou menor grau, ou mesmo neutralizar ou equalizar o efeito autônomo ou endógeno da origem de classe no destino social (Hout, 1988; Breen e Jonsson, 2007; Pollak e Müller, 2020). Estudos recentes que se beneficiam de novas estratégias e/ou de novos dados diferenciados sobre o grupo com educação superior têm relativizado ou contestado a tese do papel da educação superior como grande equalizador social ou potente redutor do efeito direto da origem na transmissão intergeracional das desigualdades (Zhou, 2019; Witteveen e Attewell, 2020; Oh e Kim, 2020; Fiel, 2020). Por outro lado, possíveis lacunas ou limitações na mensuração ou tratamento de dimensões da estratificação educacional, de fatores que precedem e independem da educação formal, de indicadores mais refinados ou plenos da origem social e de processos de “seleção” endógena na transmissão intergeracional das desigualdades parecem mais subestimar o efeito da origem social no Brasil (Figueiredo Santos, 2021). Estudos e interpretações alternativas sugerem, em perspectiva inspiradora desta investigação, que o efeito direto da origem pode se afirmar em diferentes níveis educacionais. A origem privilegiada mostra-se capaz, além disso, tanto de compensar uma desvantagem educacional quanto de impulsionar o efeito da vantagem educacional adquirida (Ballarino e Bernardi, 2016; Bernardi e Gil-Hernández, 2020).

Classe social tem sido concebida como fator primário da mobilidade social no sentido de explicar por que se formam desigualdades na relação intergeracional entre origem e destino social. Nos processos de mobilidade social, por sua vez, as categorizações de raça e gênero podem agir no sentido de modificar o efeito primário de classe (Bukodi e Goldthorpe, 2021). Classe social, raça e gênero são fatores influentes distintos que não podem ser omitidos na descrição e análise do mundo social. Recortes analíticos que visam a captar efeitos médios de um fator devem ao menos estar atentos aos efeitos independentes dos demais fatores. Além disso, os modos como esses fatores se combinam e interagem podem afetar a dimensão dos efeitos e, em situações específicas, inclusive a direção dos resultados. Esta orientação geral informa a proposição organizadora do estudo de que a origem de classe exerce efeito primário no destino privilegiado cujo resultado se mostra modulado por interações entre origem, raça e gênero.

Interações estimulam o reconhecimento e a elaboração de que os efeitos não estão somente se somando no mundo social. Do ponto de vista sociológico, faz pouco sentido supor a priori que a existência e a operação de um ordenamento ou hierarquia não afetam e não são afetadas por outros ordenamentos sociais. Um ordenamento pode estabelecer ou facultar limites de variação a outra hierarquia (Figueiredo Santos, 2009). Os papéis combinados, específicos e interativos das divisões sociais podem variar, a depender dos resultados focalizados. Os principais resultados investigados no estudo são os efeitos total e direto da origem de classe, ao nível agregado, e das tendências temporais entre as coortes, os efeitos da origem em diferentes níveis educacionais e os retornos econômicos da educação e sua evolução temporal entre as coortes. Os fundamentos comuns e os resultados prévios da linha de estudos, as reflexões mais gerais sobre interações entre divisões sociais e as novas complexidades abordadas foram expressos em quatro questões orientadoras da investigação.

A noção e a mensuração de classe social usadas neste estudo de mobilidade social agregam em cinco grandes agrupamentos um esquema de classe mais amplo, ajustado às especificidades da estrutura social do país (Figueiredo Santos, 2005a, 2010 e 2023a). O topo social combina as vantagens de ativos de capital, conhecimento perito e autoridade das categorias de empregadores, especialista autônomo, empregado especialista e gerente. Os empregados qualificados e os supervisores formam um segmento diferenciado com níveis parciais de qualificação escassa e autoridade. A categoria de detentores de ativos de menor valor é formada pelo autônomo com ativos e o autônomo agrícola. O trabalhador típico representa o assalariado submetido estruturalmente aos processos conjugados de controle e apropriação dos resultados do trabalho. Por fim, diferencia-se um agrupamento destituído por processos de exclusão, insuficiência e depreciação de ativos de valor. Este é composto pelas categorias de trabalhador elementar, autônomo precário, empregado doméstico, trabalhador de subsistência e trabalhador excedente (desempregado).

Fluxos entre origem e destino de classe por raça e gênero no Brasil

Foi delineado na Tabela 1 um quadro descritivo da mobilidade social absoluta no Brasil, visando a situar e contextualizar de modo abrangente a desigualdade de oportunidades de acesso aos empregos mais privilegiados do topo social no Brasil. O desenho da tabela de mobilidade social funde em uma única composição o que é definido na literatura como tabela de fluxo de saída (outflow table) e tabela de fluxo de entrada (inflow table) (Hout, 1983, pp. 11-12). O fluxo de saída corresponde ao movimento da origem de classe ao destino; ou seja, dada a origem de classe, para que destino vão os filhos. Ele expressa mais claramente a direção e a força da influência que a origem exerce sobre o destino dentro do grupo de status. O fluxo de entrada toma como referência a posição atual dos filhos e retrata a sua procedência; ou seja, dado o destino, qual é a composição em termos de origens. Ele mostra de que classes procedem ou são recrutados os integrantes da classe atual e, neste sentido, indica o grau de homogeneidade do recrutamento e o peso da mesma origem na composição atual dentro do agrupamento de status. As mudanças estruturais ao produzirem a expansão ou retração das classes afetam os resultados deste processo de mobilidade absoluta. Como os fluxos entre origem e destino foram desagregados por raça e gênero, dado o foco da investigação nas interações, a tabela não apresenta o resultado de conjunto agregado por classe. Deve-se atentar que os dados retratam fluxos no âmbito de cada agrupamento de status. A mobilidade social diz respeito ao grau de associação entre a condição socioeconômica dos pais e dos filhos. Percentagens em uma tabela de tabulação cruzada representam medidas de associação e são consideradas equivalentes a probabilidades condicionais (Treiman, 2008).

TABELA 1
Mobilidade Social Absoluta com Fluxo de Saída e Fluxo de Entrada por Origem de Classe, Raça e Gênero. Brasil, PNAD 2014

ORIGEM DE CLASSE	DESTINO DE CLASSE
	Topo Social	Qualificado	Peq. Ativos	Trabalhador	Destituído	Total
	Homem Branco (%)
Topo Social	47,8	8,4	14,9	19,3	9,6	100,0
	30,7	13,6	13,1	8,2	5,9	13,6
Qualificado	33,7	14,0	10,8	28,3	13,2	100,0
	11,8	12,2	5,2	6,5	4,3	7,4
Peq. Ativos	13,7	5,7	24,5	27,0	29,1	100,0
	17,0	17,7	42,0	22,2	33,7	26,4
Trabalhador	20,7	10,9	10,1	40,1	18,2	100,0
	21,8	28,9	14,7	27,8	17,9	22,3
Destituído	13,1	7,7	12,7	37,6	28,9	100,0
	18,7	27,6	25,0	35,3	38,3	30,2
Total	21,2	8,5	15,4	32,2	22,8	100,0
	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0
	Homem Pardo e Preto (%)
Topo Social	35,4	10,9	10,9	27,0	15,8	100,0
	22,7	8,9	4,7	4,3	2,3	5,5
Qualificado	13,9	17,0	10,1	38,1	21,0	100,0
	7,8	12,2	3,8	5,3	2,7	4,8
Peq. Ativos	6,1	3,9	19,6	26,2	44,2	100,0
	20,6	17,0	45,0	22,2	34,2	29,1
Trabalhador	10,1	9,4	8,9	44,1	27,5	100,0
	23,2	27,8	13,8	25,3	14,5	19,8
Destituído	5,4	5,6	10,1	36,1	42,8	100,0
	25,7	34,1	32,6	42,8	46,4	40,8
Total	8,6	6,7	12,7	34,4	37,6	100,
	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0
	Mulher Branca (%)
Topo Social	49,9	13,4	7,1	16,7	12,9	100,0
	35,4	16,7	13,6	9,0	6,1	14,9
Qualificado	28,5	20,6	5,7	26,0	19,2	100,
	11,3	14,3	6,1	7,8	5,1	8,3
Peq. Ativos	14,4	9,6	10,3	26,2	39,6	100,0
	15,7	18,5	30,7	21,6	28,8	23,0
Trabalhador	17,2	13,8	7,1	34,2	27,8	100,0
	20,8	29,5	23,3	31,3	22,4	25,5
Destituído	12,3	8,8	7,1	29,8	41,9	100,0
	16,6	21,0	26,3	30,4	37,6	28,2
Total	21,0	11,9	7,7	27,8	31,6	100,0
	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0
ORIGEM DE CLASSE	DESTINO DE CLASSE
	Topo Social	Qualificado	Peq. Ativos	Trabalhador	Destituído	Total
	Mulher Parda e Preta (%)
Topo Social	31,8	13,6	5,0	20,5	29,1	100,0
	19,7	6,6	3,5	3,9	2,6	4,7
Qualificado	17,6	16,8	5,3	31,4	29,0	100,0
	12,8	9,6	4,4	7,0	3,1	5,5
Peq. Ativos	5,5	8,4	8,7	17,3	60,2	100,0
	19,0	22,9	22,9	34,1	18,4	26,3
Trabalhador	8,4	11,8	5,9	31,8	42,2	100,0
	25,4	28,0	20,1	29,4	18,7	22,9
Destituído	4,3	7,8	6,3	25,1	56,6	100,0
	23,0	32,8	38,0	41,3	44,8	40,7
Total	7,5	9,6	6,7	24,7	51,4	100,0
	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0

• Nota: Fluxo de entrada em itálico.
• Fonte: Elaboração do autor com base nos microdados da PNAD 2014.

As percentagens dos fluxos de saída foram calculadas na direção (onde estão 100%) das linhas horizontais que compõem a tabela. A título de exemplo, a primeira linha da tabela mostra que o homem branco com origem no topo social preservou em 47,8% a posição no topo. As percentagens dos fluxos de entrada foram calculadas na direção (onde estão 100%) das colunas verticais, formando em sequência a segunda célula após cada denominação de origem de classe. A título de exemplo, a informação da segunda linha, calculada na direção da coluna (onde estão 100%), mostra que o homem branco no topo social procedeu em 30,7% dos casos de uma origem no próprio topo social. O fluxo de entrada foi colocado em itálico para fácil identificação. Por fim, a tabela mostra no “Total” calculado na direção da linha a distribuição geral da origem não desagregada por destino e revela no “Total” calculado na direção da coluna a distribuição geral do destino não desagregada por origem. Em qualquer tabela de tabulação cruzada, o sentido comparável da percentagem de cada célula, criada pelo cruzamento de uma linha e uma coluna, é dado pela direção ou localização dos 100%.

No agrupamento formado pelo homem branco, como foi referido, o homem branco com origem no topo se destina ao topo em 47,8% dos casos e procede do topo em 30,7% dos casos do grupo de status. Já no conjunto da população estudada, 21,2% têm o topo social como destino e 13,6% vêm de origem no topo social (vide cada Total). Ao olhar para dados de mobilidade social absoluta deve ser considerado que a estrutura social muda no curso da evolução da sociedade. A distribuição da origem é diferente da distribuição das classes no destino. Embora os dados agreguem todas as coortes de nascimento, o que não permite ver plenamente esse processo, a diferença constatada entre origem e destino reflete o fato de que existem mais empregos no topo como destino do que existiam como origem, visto que esse padrão ocorre em todos os grupos. A possível vantagem de status do homem branco poderia ser revelada na comparação com outros grupos de status. Por outro lado, a existência de desigualdade de classe de oportunidades no homem branco se mostra no fato de que somente 13,1% tendo origem destituída atingem o topo social, contra 47,8% de origem privilegiada.

Entre homens pardos e pretos a origem no topo garante para 35,4% um destino no topo, sendo que neste grupo de status quem atinge o topo vem em 22,7% dos casos de uma origem no próprio topo social. Este destino é alcançado por 8,6% na média agregada do grupo (Total linha) e por apenas 5,4% com origem destituída. Os três indicadores são inferiores aos do homem branco. O indicador médio é bastante discrepante, já que reflete implicitamente a distribuição desigual de origens entre homem branco e pardo e preto. O homem pardo e preto com origem no topo representa somente 5,5%, e aquele com origem destituída 40,8% (Total coluna). A desigualdade condicional à origem reflete melhor a influência do fator racial no processo que se segue ao ponto de partida. O fato de a discrepância racial no acesso ao topo a partir da origem destituída ser também muito mais alta do que para o homem branco mostra de forma mais clara o efeito racial no curso da trajetória.

A mulher branca com origem no topo social retém a mesma posição em 49,9% dos casos e, estando neste destino, vem em 35,4% dos casos da mesma origem privilegiada. Nesta origem ela apresenta os dois indicadores mais altos de vantagens de destino e de origem. Na média geral, a mulher branca procede desta origem em 14,9% dos casos e atinge este destino em 21,0% (vide cada Total). Entretanto, nas origens de empregado qualificado e de trabalhador típico, a mulher tem oportunidades de acesso ao topo um tanto inferiores às do homem branco. Além disso, na média geral e em todas as origens, o risco de mobilidade descendente específica para o destino destituído é maior do que o do homem branco.

A partir da origem no topo social, a mulher parda e preta se mantém no topo em 31,8% dos casos. Em quem atingiu o topo social a vantagem herdada de procedência do topo equivale a 19,7% dos casos. A dimensão racial desse padrão fica evidente ao ser comparado com a mulher branca e o homem pardo e preto. Vindo de origem privilegiada destaca-se com força a mobilidade descendente em direção à condição destituída (29,1%). Uma tabulação desagregada revela que predominam como destino descendente neste agrupamento as posições de trabalhadora excedente ou desempregada (9,5%), empregada doméstica (8,7%) e autônoma precária (4,9%). Na média geral dos casos, 40,7% vêm de origem destituída, e 51,4% se dirigem à origem destituída, ao passo que somente 4,7% dos casos procedem do topo social e 7,5% se destinam ao topo (vide cada Total). A comparação com o homem pardo e preto particularmente na trajetória que vai da origem ao destino mostra que a mulher parda e preta sofre uma forma agravada de desigualdade de oportunidades.

Métodos

A investigação utiliza os dados do suplemento de mobilidade social da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) de 2014, respondido pelo morador de dezesseis anos ou mais de idade selecionado aleatoriamente. A amostra analítica abarca 27887 casos com idade de 27 a 66 anos e informações válidas nas variáveis usadas nos modelos. Na definição da variável independente de origem de classe foi aplicado o critério de dominância que seleciona o emprego mais elevado entre os pais, considerando o ordenamento que vai do topo social ao agrupamento destituído (vide Tabela 1). A variável dependente binária é a classe de destino do filho no topo social, conforme critério equivalente ao usado na mensuração da origem de classe. A variável independente raça ou cor diferencia de forma binária o grupo branco e o conjunto pardo e preto, em atenção ao divisor racial fundamental no Brasil (Figueiredo Santos, 2005b). Já a variável binária de gênero diferencia homem e mulher. As variáveis de controle nos modelos são coorte ou idade, tipo de família por inserção econômica dos pais, área urbana/rural, Unidade da Federação (UF) e se a pessoa era migrante ou não, tomando como referência onde o filho morava aos quinze anos. Os tipos de família distinguem as circunstâncias em que ambos os pais trabalhavam, somente o pai, somente a mãe ou nenhum dos pais trabalhava. São justificáveis os controles determinados antes de se entrar no mercado de trabalho, visto que a maioria dos controles potenciais pode estar associada à origem social (Hällsten, 2013, pp. 667-8; Grätz, 2022). O estudo adota uma abordagem de coorte de nascimento ao analisar as mudanças temporais, de modo a contextualizar os efeitos das mudanças estruturais em fases críticas do curso de vida das pessoas (Breen e Müller, 2020). As quatro coortes mensuram intervalos de dez anos e diferenciam os indivíduos nascidos nos anos de 1948-1957, 1958-1967, 1968-1977 e 1978-1987. A educação distingue as principais transições educacionais: sem instrução, fundamental incompleto, fundamental completo, médio incompleto, médio completo, superior incompleto e superior completo. Ao formarem interações, as variáveis originais coorte e educação foram agregadas visando a captar efeitos interativos mais precisos.

Os resultados de interesse foram estimados por regressão logística em termos de probabilidades preditas. A solução oferece a vantagem de evitar problemas de identificação escalar dos coeficientes e usar a métrica natural da probabilidade do resultado (Best e Wolf, 2015; Long e Mustillo, 2021). Ao usar interações entre as variáveis, além disso, deixa de ser válida a equivalência entre efeitos e coeficientes, o que torna supérflua a apresentação dos próprios coeficientes (Kam e Franzese Jr., 2007). Estimam-se probabilidades preditas na média dos casos, objetivando capturar um efeito médio na população (Hanmer e Kalkan, 2013). Entretanto, a regressão logística é um modelo de probabilidade não linear e não aditivo, de modo que o efeito de uma determinada variável depende dos valores de todas as outras variáveis que compõem o modelo. Nesse sentido, não existe um único modo de sumarizar o efeito, já que o efeito médio pode não ser adequado em determinadas situações (Long, 2015)². Os resultados do estudo foram comparados aos obtidos com um modelo de probabilidade linear - regressão linear com variável dependente binária -, visto que este modelo se ajusta bem à tarefa de calcular efeitos parciais médios que refletem a distribuição das variáveis explicativas na população (Wooldridge, 2010, p. 563; Angrist e Pischke, 2009, pp. 76-80; Mood, 2010, p. 78). Em revisão da literatura por especialistas de estratificação social, foi destacado que, ao focalizar efeitos causais na escala de probabilidade, o modelo de probabilidade linear oferece uma “solução conveniente e facilmente implementada” (Breen e Karlson, 2013, p. 168). Os coeficientes desse modelo estão estreitamente relacionados com os efeitos marginais médios derivados do modelo logístico. Entretanto, em modelos com vários preditores os coeficientes diferem, embora não muito, pois os dois modelos usam esquemas de ponderação diferentes (Breen, Karlson e Holm, 2018, p. 50). Comparações entre os modelos revelam que na ampla maioria dos resultados as diferenças são pequenas, o que pode ser visto como um teste de robustez ou confirmação das estimativas.

Os comandos de pós-estimação margins e marginsplot do programa Stata foram usados para gerar e apresentar em gráficos as probabilidades preditas. A probabilidade está sendo representada na escala dos gráficos como um número que varia de 0 a 1. Nos gráficos estão sendo apresentados os intervalos de confiança de 95%. As estimativas adicionais de mudanças ou diferenças entre grupos e coortes nas probabilidades preditas foram calculadas com o procedimento de pós-estimação mlincom para o Stata. As estimativas foram ajustadas ao desenho amostral complexo da PNAD pelo comando svy do Stata. Como o estudo lida com situações mais complexas, cujas estimativas envolvem interações entre quatro variáveis, que demandam mais casos para obter significância e precisão estatísticas, as interpretações dos resultados podem levar em conta, conjuntamente, a força das diferenças, os p-values (p) e os intervalos de confiança (IC) (Greenland et al., 2016).

Questões de pesquisa e resultados

Questão 1. A associação total e a associação direta entre a origem de classe e o destino ao topo social dos filhos, condicionais à raça e ao gênero, mostram-se marcadamente ordenadas por origem de classe, porém revelam ponderáveis variações de efeitos entre os grupos de status?

O Gráfico 1 mostra o efeito total da origem na probabilidade de o filho estar no topo social. São apresentados os efeitos nas interações de origem de classe com raça e gênero e sem estas combinações, ou seja, o efeito médio por raça, ou gênero, ou mesmo puramente por origem de classe, que servem para balizar as alterações introduzidas pelas interações. O efeito total capta a influência de todos os fatores que estão associados direta ou indiretamente à origem de classe. O efeito total serve também como uma base de comparação com o Gráfico 2 para situar o papel ou força do efeito direto na realização socioeconômica dos filhos.

GRÁFICO 1
Efeito Total da Origem de Classe no Acesso ao Topo Social, por Gênero e Raça, com Intervalo de Confiança de 95%. Brasil, PNAD 2014

GRÁFICO 2
Efeito Direto da Origem de Classe no Acesso ao Topo Social, por Gênero e Raça, com Intervalo de Confiança de 95%. Brasil, PNAD 2014

Percebe-se em primeiro lugar que o efeito da origem de classe se impõe em todos os grupos de status, já que os pontos do gráfico acompanham o desenho formado puramente por origem de classe. A vantagem de origem é maior e a desvantagem de origem é menor no grupo branco em ambos os gêneros. Na origem no topo social a mulher branca lidera a oportunidade de estar também no topo social (0,427), e o homem branco fica bem perto (0,412). Na origem em destituído o homem branco está em menor desvantagem (0,119), e a mulher branca fica também bem perto (0,105). A distância entre origem no topo e em empregado qualificado é maior no homem pardo e preto e menor no homem branco, já que esta origem vantajosa tem desempenho muito pior no grupo pardo e preto. As diferenças absolutas de raça (subtração entre probabilidades) são maiores no topo social e em empregado qualificado. As diferenças relativas de raça (razão entre probabilidades) são maiores em categorias abaixo. Todas as diferenças raciais condicionais à origem de classe e a gênero são estatisticamente significativas. Já as diferenças de gênero condicionais à origem de classe e ao grupo racial não atingem significância estatística ou em dois casos elas são pequenas. O resultado testemunha a generalização da desigualdade racial e a neutralização da desigualdade de gênero quando os contextos de origem e o outro status são igualados ou controlados.

O Gráfico 2 mostra o efeito direto da origem de classe, após o controle da educação do filho, condicional às categorizações de status. A escala do gráfico é menor devido ao papel da mediação educacional, que reduz o efeito particularmente na origem no topo social. A probabilidade predita do efeito direto equivale à probabilidade esperada ao se remover do efeito total a mediação educacional, ou seja, a distribuição da educação por origem de classe e o efeito da própria educação no destino social. Todos os contextos mostram que existe um efeito direto majoritário ou muito forte da origem de classe, que transcende a mediação educacional.

Os efeitos diretos são maiores em termos absolutos no homem pardo e preto (0,240) e no homem branco (0,230) com origem no topo social. O fato de o efeito líquido independente da educação ser maior nestas situações revela como gênero modula o efeito primário da origem de classe. Os menores efeitos diretos são encontrados entre as mulheres pardas e pretas com origem em autônomo com ativos (0,079), trabalhador típico (0,073) e destituído de ativos (0,055). A probabilidade esperada de estar no topo social independe (ao ficar praticamente inalterada) do controle da desigualdade educacional na trajetória desta categoria. As diferenças raciais condicionais à origem de classe e ao gênero não são estatisticamente significativas nas origens no topo social e em empregado qualificado para a mulher. Já as diferenças de gênero condicionais à origem de classe e ao grupo racial atingem significância estatística em quase todos os casos, com exceção do pardo e preto com origem em empregado qualificado. O controle da mediação educacional faz com que a diferença racial se apague em três contextos com vantagens de origem, o que mostra o papel da educação na discrepância no efeito total nestes casos. A equiparação do efeito líquido confirma a primazia da origem de classe sobre raça. Já a mediação educacional revela um papel mais amplo no efeito de gênero, condicional à origem e à raça, assim como faz emergir uma maior autonomia do efeito de gênero.

Na origem no topo social, o efeito direto representa 55,9% do total no homem branco e 55,0% na mulher parda e preta, o que revela o papel mais relevante (embora não majoritário) da mediação educacional nesta origem, mesmo para os grupos de status polares. Na origem de empregado qualificado o efeito direto representa 66,0% do total no homem branco e 71,0% na mulher parda e preta. Esses padrões testemunham a força do condicionamento de origem. Nas demais categorias de origem o efeito direto atinge uma percentagem ainda maior, pois retrata o que seria esperado sem a marcante desvantagem educacional da categoria de origem. Na origem de destituído, em particular, o efeito direto supera o efeito total. Ocorre um processo mais geral de “mediação negativa” da educação, de modo que o controle estatístico dessa desvantagem gera um aumento do efeito direto (Figueiredo Santos, 2019).

Questão 2. A associação direta entre origem de classe e acesso ao topo social tem persistido ou se reduzido no curso da sucessão das coortes e os resultados variam por raça e gênero?

A análise do efeito direto da origem no destino representa um modo de testar a ideia equalizadora sobre o papel da educação na mobilidade social. O efeito direto representa uma estimativa de desigualdade de oportunidades puramente associada às diferenças de origem, supondo que os indivíduos tivessem a mesma educação. A tese equalizadora pressupõe que a expansão educacional e o enfraquecimento da desigualdade educacional levariam ao declínio da influência “residual” da origem no destino (Pollak e Müller, 2020). O efeito direto da origem, neste sentido, exclui do efeito estimado a parte da vantagem ou desvantagem de origem que é mediada pela educação. A avaliação de tendências e discrepâncias deve estar sempre ciente de que o efeito direto da origem é um efeito líquido que desconsidera as desigualdades herdadas por intermédio da distribuição da educação e dos retornos econômicos da educação.

No tratamento da questão de pesquisa foram estimados efeitos recorrendo a interações entre as variáveis de origem de classe, coorte, raça e gênero. No Gráfico 3 optou-se por mostrar a evolução entre as coortes da probabilidade predita de raça por origem de classe e gênero. Na sequência aparece primeiro o grupo pardo e preto com a respectiva coorte (P.48) e depois o grupo branco (B.48). As duas primeiras coortes foram fundidas, gerando um intervalo de vinte anos (1948-1967), visando a contornar o fato de a coorte mais antiga ter bem menos casos nos cruzamentos das quatro variáveis que estão sendo interagidas. A escolha não compromete a análise da tendência temporal no curso dos processos de mudança, em que se destacariam as alterações nas coortes mais recentes, em contraponto com o passado, ao passo que preserva a capacidade de detectar efeitos, o que de outro modo não seria factível devido ao grau de imprecisão das estimativas. Todas as probabilidades preditas pontuais são estatisticamente significativas. O problema de pesquisa envolve em particular as estimativas de mudanças e diferenças nas probabilidades entre a primeira coorte de nascimento (fundida) e a coorte mais recente de 1978-1987. As mudanças estimadas não envolvem a coorte intermediária, já que o interesse principal foi olhar para o intervalo mais longo.

GRÁFICO 3
Efeito Direto da Origem de Classe no Acesso ao Topo Social, por Coorte, Gênero e Raça, com Intervalo de Confiança de 95%. Brasil, PNAD 2014

Na origem no topo social não é certo que tenha ocorrido em algum grupo de status uma diminuição do efeito direto, independente da educação adquirida, na probabilidade de o filho estar em um emprego privilegiado. As mudanças da distribuição da educação e no seu valor não neutralizaram o efeito endógeno da origem privilegiada no destino dentro de todos os grupos de status. O homem branco ostenta a maior probabilidade (0,221) e a mulher parda e preta a menor (0,180) na coorte mais recente. Em termos de desigualdade de status, a ausência de alteração poderia significar que na origem no topo social o padrão do passado se manteve. Entretanto, na origem no topo social, tanto na primeira coorte quanto na coorte mais recente, nenhum contraste de status se mostra estatisticamente significativo.

Na origem em empregado qualificado, passaram por retrações de vantagens entre as coortes a mulher branca (-0,070) e o homem pardo e preto (-0,064; p = 0,059), embora a evolução negativa do homem branco também mereça registro (-0,053; p = 0,103). Na coorte mais recente, o homem branco mantém o maior efeito (0,181) e uma vantagem significativa (+0,075) em relação ao homem pardo e preto (0,106), que fica próximo aos demais grupos de status. Na origem de controladores de pequenos ativos, a evolução foi desfavorável para o homem branco (-0,071) e o homem pardo e preto (-0,046). Nesta origem, o homem branco ainda assim consegue firmar na coorte mais recente uma melhor perspectiva (0,142) entre os grupos de status. Nesta origem e coorte, somente a vantagem racial da mulher branca (0,113; +0,039) atinge significância estatística devido à posição bem pior da mulher parda e preta (0,074).

Tendo origem em trabalhador típico, a trajetória foi desfavorável ao homem branco (-0,051). A tendência para a mulher parda e preta nesta mesma origem, apesar da imprecisão da estimativa, deve também ser lembrada (-0,034; p=0,081). Em que pese essa tendência de queda constatada, na coorte mais recente o homem branco ainda está à frente em oportunidade herdada (0,153). Nesta origem e coorte, ocorre uma vantagem do grupo branco no universo feminino (+0,04) e uma diferença incerta no universo masculino (+0,03; p = 0,092). Por fim, em quem veio de origem destituída, a queda afetou o homem branco (-0,066) e o homem pardo e preto (-0,051). Embora tenha sofrido a retração mais forte, na coorte mais recente o homem branco ainda mantém a melhor posição relativa (0,129) nesta origem. Nesta origem e coorte, as vantagens do grupo branco entre homens (+0,053) e entre mulheres (+0,041) são ponderáveis e estatisticamente significativas.

Questão 3. O efeito da origem de classe no acesso ao topo social é maior ou menor nos níveis maiores de educação e existem ponderáveis alterações do efeito por raça e gênero?

As estimativas realizadas servem para testar e discutir o papel de níveis maiores de educação obtidos, especialmente a educação superior completa, em um possível enfraquecimento ou mesmo neutralização do efeito direto em particular de origens mais vantajosas no destino dos filhos. Visando a captar efeitos interativos mais precisos, devido às quatro interações entre origem, educação, raça e gênero, a educação foi agregada em três níveis, ou seja, médio incompleto, fundamental completo ou menos; médio completo ou superior incompleto; superior completo.

Em todos os contextos considerados no Gráfico 4, a educação superior não neutraliza o efeito da origem no topo social. Em termos absolutos a educação superior se associa a uma elevada vantagem da origem no topo social em todos os grupos de status, que varia de 0,663 no homem a 0,553 na mulher, ambos do grupo pardo e preto. No âmbito do topo somente as diferenças do homem branco (+0,102; p = 0,059) e do homem pardo e preto (+0,110; p = 0,080) em relação à mulher parda e preta apresentam um efeito ponderável com um grau de incerteza menor. As diferenças da origem no topo social, em relação às demais origens, são fortes em todo o grupo pardo e preto, assim como na mulher branca, sendo que no homem branco elas são menores, pois as demais origens estão em posições mais elevadas. Nele a diferença do topo em relação ao empregado qualificado é mínima (0,019) e sem significância estatística. A educação superior torna incertas as diferenças do empregado qualificado em relação às origens inferiores no homem pardo e preto e na mulher branca. A mulher parda e preta com educação superior está em situação pior em relação aos outros grupos de status, se vier de origens desvantajosas. Já o homem pardo e preto e a mulher branca, vindos de origens desvantajosas, estão em melhor situação, na comparação de status, ao obterem educação superior completa.

GRÁFICO 4
Efeito Direto da Origem de Classe no Acesso ao Topo Social, por Educação, Gênero e Raça, com Intervalo de Confiança de 95%. Brasil, PNAD 2014

GRÁFICO 5
Retornos da Educação no Acesso ao Topo Social, por Nível Educacional, Coorte, Gênero e Raça, com Intervalo de Confiança de 95%. Brasil, PNAD 2014

O efeito da educação média completa, condicional à origem de classe, gera majoritariamente um ganho diferenciado, em relação ao fundamental, embora menor. A origem no topo social gera uma vantagem compensatória, em certo grau, ao proteger o destino do filho que fracassa na educação, por obter somente o fundamental. Na maioria das circunstâncias o homem branco tem o melhor desempenho entre os grupos que possuem somente educação fundamental. A mulher parda e preta, sem origem no topo ou em empregado qualificado, tem a pior trajetória em todos os grupos de status.

Questão 4. Os retornos econômicos da educação têm aumentado ou diminuído no tempo e em que medida as interações entre educação, raça e gênero afetam as vantagens e desvantagens observadas?

As estimativas de probabilidades preditas de acesso a emprego no topo social foram realizadas com base em interações entre as variáveis de educação, coorte, raça e gênero. A origem de classe foi incluída somente como controle para dissociar os retornos da educação do efeito de origem. Visando a captar efeitos interativos mais precisos, devido às quatro interações, a educação foi agregada em três níveis em uma nova solução, a fim de maximizar o número de casos nas interações entre coorte e educação por raça e gênero. A nova agregação educacional ficou composta de educação fundamental completa ou inferior, educação média completa ou incompleta e educação superior completa ou incompleta. A combinação dos níveis de educação superior completa e incompleta preserva a afinidade ou proximidade educacional e já foi usada em estudos de mobilidade social no Brasil (Torche e Ribeiro, 2010). As interpretações de resultados complexos, como estes, levam em conta, conjuntamente, a força das diferenças, os p-values (p) e os intervalos de confiança (IC). Na consideração das alterações nos retornos são comparadas a coorte fundida de 1948-1967 e a mais recente de 1978-1987.

Os retornos econômicos da educação superior sofrem retrações inequívocas para o homem branco (-0,101) e o homem pardo e preto (-0,084). Na coorte mais recente, os retornos continuam mais favoráveis ao homem branco (0,403) em comparação com o homem pardo e preto (0,324). Uma queda de menor grau pode ter acontecido também com a mulher branca (-0,02; p = 0,067). Na coorte mais recente, a mulher branca mantém retornos (0,351) que ainda suplantam os da mulher parda e preta (0,286). O homem branco foi o único grupo a passar por uma queda na educação média (-0,056), além de experimentar retração dos retornos da educação fundamental (-0,035). Alguma leve diminuição de retornos da educação fundamental pode ter ocorrido também com a mulher branca (-0,02; p = 0,067) e a mulher parda e preta (-0,01; p = 0,067). Nenhuma combinação de status social, nos níveis educacionais mensurados, obteve retornos ascendentes ao nível agregado da média dos casos da categoria. Entretanto, as mulheres preservaram os retornos na educação superior em vigor no passado, porém estes estavam em patamares inferiores aos homens. Nestas estimativas não foi possível interagir, por questões técnicas, com as origens de classe que se distribuem de forma desigual e se associam a heterogeneidades de retornos da educação³.

Conclusão

Em função de limitações de dados e de técnicas empregadas, o presente trabalho não teria como se beneficiar de um desenho causal de investigação e, por isso, não faz extrapolações causais das evidências empíricas. Regra geral, os estudos de mobilidade social mostram o seu potencial ao descortinar ou trazer à superfície, com evidências sólidas, os amplos padrões de associação que emergem nas relações entre origem e destino social (Torche, 2015). Estabelecer generalizações empíricas envolve um processo de inferência que resulta em conhecimento novo ao enveredar no domínio do que ainda não se sabe sobre o mundo ou cujo conhecimento não está firmemente consolidado (Gerring, 2012, p. 108). A conclusão pretende compor um quadro geral, sintético e consolidado das regularidades empíricas que emergiram das interações entre origem de classe, raça e gênero no acesso às posições de classe mais privilegiadas no Brasil nas dimensões de propriedade, autoridade e conhecimento perito.

O estudo demonstrou que o efeito total da origem se impõe no âmbito de todos os grupos de status. O quadro delineado varia em particular por raça, já que em geral o grupo branco está em melhor situação quando as oportunidades são melhores ou piores. O efeito direto da origem, não mediado pela educação, é majoritário ou mais forte em todas as circunstâncias. Na origem no topo social, o papel da mediação educacional se mostra maior. Em todos os grupos abaixo do empregado qualificado ocorre uma mediação negativa da educação, que faz com que o efeito direto se aproxime ou supere o efeito total. Gênero modula o efeito direto primário da origem de classe nos níveis absolutos de probabilidade do resultado.

Na sucessão das coortes, a origem no topo social preservou a sua vantagem endógena em todos os grupos de status ao nível do efeito direto. Nesta origem, as discrepâncias de status não atingem significância estatística nas coortes mais antiga e mais recente. Em meio a certas retrações, na origem em empregado qualificado a vantagem branca se mantém no universo masculino. Na origem em pequenos ativos as alterações ainda preservaram na coorte mais recente a vantagem branca no universo feminino. Na origem de trabalhador típico a diferença racial se manteve somente no universo feminino, devido à tendência desfavorável ao homem branco. Já na origem destituída, o grupo branco exerce vantagem ponderável no efeito direto em ambos os universos de gênero.

O efeito da origem no topo social não é neutralizado pela educação superior, já que o seu retorno econômico está em posição mais elevada em todos os grupos de status. Entretanto, os efeitos são modulados por interações, visto que as distâncias em relação às demais origens ficam menores no homem branco. No empregado qualificado e em origens desvantajosas ocorrem diferentes tipos de variações do efeito da educação superior por combinações de raça e gênero, porém a mulher parda e preta tendeu a ter no geral evolução pior. O efeito da educação média, embora menor, gera um ganho diferenciado em relação à educação fundamental na maioria das situações. Além disso, a origem no topo gera uma vantagem compensatória em quem fracassa na escola em todos os grupos de status. Nas circunstâncias abaixo do topo social, apenas o homem branco consegue certo ganho de posse somente da educação fundamental.

Os retornos da educação mostram uma evolução geral, variável por grupos de status, sem crescimento de ganhos ou com ganhos declinantes. Os retornos da educação superior evoluíram negativamente para os homens. Os retornos da educação superior das mulheres foram preservados em relação aos níveis mais baixos do passado. Em ambos os gêneros, o grupo branco ainda mantém na coorte mais recente as oportunidades mais altas em quem possui educação superior. O homem branco, por outro lado, foi o único grupo a sofrer retrocessos nos retornos à educação média. Estudos anteriores, no entanto, constataram uma heterogeneidade de retornos a depender das interações entre origem de classe e categorização de status (Figueiredo Santos, 2021 e 2023b). Entretanto, revelou-se inviável contemplar neste estudo a diferenciação de retornos da educação por interações simultâneas que incluíssem a origem de classe.

As interações entre origem de classe, raça e gênero permitiram ver a força da origem nos grupos de status e a sua variação para mais ou menos a depender dos contextos. A origem de classe se mostrou fator primário da mobilidade social em todos os critérios e resultados considerados. Em todos os grupos o efeito total da origem de classe mostra um ordenamento dominante, e o efeito direto responde por parte majoritária do efeito total. O efeito direto da origem privilegiada se exerce em grau mais elevado ao nível da educação superior. A origem no topo social gera uma vantagem compensatória em quem atinge somente o nível fundamental de educação. Foram revelados efeitos secundários relevantes e variados das divisões de status. Entre as especificidades e variações de efeitos, em decorrência das interações, foram considerados em particular os padrões do grupo branco, do homem, do homem branco e da mulher parda e preta. Tanto vantagens quanto desvantagens de oportunidades se mostraram moduladas em função das interações entre origem de classe, raça e gênero.

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• 1
  . Em revisão da literatura (Figueiredo Santos, 2022) foi feita referência a um estudo recente que usa um indicador socioeconômico contínuo (Isei) na origem e no destino e categorizações combinadas de raça e gênero. Além disso, o artigo referido estima o efeito total da origem e não se propôs a analisar o efeito direto da origem após o controle da educação (Ribeiro, 2020). O desenho do estudo de Ribeiro foi inspirado no trabalho de Hout (2018), porém este não usa raça, talvez por restrição amostral, já que o grupo negro representa apenas 12,6% da população nos Estados Unidos em 2010, o que reflete o problema de interagir as três divisões sociais em análises estatísticas mais refinadas.
• 2
  . O modelo logístico gera implicitamente efeitos interativos na probabilidade, devido à dependência do efeito da proximidade de valores limites. Isso significa que no modelo logístico existem as interações que são inerentes ao modelo de probabilidade e as interações que são específicas de variáveis ao formarem termos interativos introduzidos no modelo (Best e Wolf, 2015; Berry, DeMeritt e Easrey, 2010). O efeito médio pode ser pertinente, no entanto, desde que se queira estimar um efeito que se aplica a todos os casos ou, a depender das interações criadas, a todos os casos que compartilham de determinadas condições (Long, 2015). O estudo objetivou justamente estimar os efeitos da origem de classe condicionais à raça e ao gênero, assim como adicionalmente à educação e à coorte, a depender da questão de pesquisa.
• 3
  . Estudos anteriores mostraram que os retornos variam por origem de classe tanto em geral quanto em decorrência das interações com raça ou gênero (Figueiredo Santos, 2021, 2022 e 2023b). Entretanto, mostrou-se inviável fazer estimativas introduzindo uma quinta interação com a origem de classe, devido aos incontornáveis problemas de insuficiência de casos e imprecisão das estimativas.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  23 Out 2023
• Data do Fascículo
  May-Aug 2023

Histórico

• Recebido
  09 Jan 2023
• Aceito
  11 Abr 2023