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XIII ENCONTRO DE ECONOMIA BAIANA – OUT. 2017 ECO. BRASILEIRA, ECO. REGIONAL E DES. ECONÔMICO • 1

DESIGUALDADE DE OPORTUNIDADE NO ACESSO AO ENSINO SUPERIOR NOS MEIOS URBANO E RURAL DAS REGIÕES BRASILEIRAS

Helson Gomes de Souza*

Francisco José Silva Tabosa**

RESUMO

O presente trabalho objetiva mensurar a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior considerando os meios urbano e rural das regiões brasileiras, buscando identificar quais são os principais fatores determinantes da desigualdade de oportunidade no acesso ao serviço estudado. Para tanto utilizou-se um método probabilístico a fim de se obter o Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade, e efetuou-se sua decomposição por meio do Valor-Shapley. Os resultados demonstraram que houve uma queda na desigualdade de oportunidade estudada durante o período analisado. Além disso, verificou-se que uma política pública que busque reduzir a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior brasileiro, seja ela aplicada nos meios urbano ou rural obterá melhores resultados se for fundamentada sobre o aumento dos níveis de escolaridade da família e a inclusão do jovem com idade adequada no ensino superior. Palavras-Chave: Desigualdade de oportunidade. Ensino superior. Educação.

ABSTRACT

The present study aims to measure the inequality of opportunity there is no access to higher education considering the urban and rural environments of the Brazilian regions, seeking to identify how many are the main determinants of inequality of opportunity without access to the service studied. To do so, use a probabilistic method to obtain the dissimilarity index of the inequality of opportunity, and its decomposition was effected through the value-Shapley. The results showed that there was a decrease in the inequality of opportunity studied during the period analyzed. In addition, it was verified that a public policy that seeks to reduce inequality of achievement without access to Brazilian higher education, whether applied in urban or rural environments, obtains better results if for the one based on the increase of levels of family education and inclusion Of Youth with age, not higher education. Keywords: Inequality of opportunity. Higher education. Education.

* Graduado em Ciências Econômicas pela Universidade Regional do Cariri (Urca) e mestrando em Economia Rural pela Universidade Federal

do Ceará (UFC). [email protected] ** Doutor em Economia e mestre em Economia Rural pela Universidade Federal do Ceará (UFC). Professor do Departamento de Economia

Agrícola da UFC. [email protected]


DESIGUALDADE DE OPORTUNIDADE NO ACESSO AO ENSINO SUPERIOR NOS MEIOS URBANO E RURAL DAS REGIÕES BRASILEIRAS Helson Gomes de Souza, Francisco José Silva Tabosa

1 INTRODUÇÃO O acesso ao ensino superior no Brasil vem sendo ampliado no decorrer das últimas décadas. De acordo com o Ministério da Educação (MEC), em 2014 existiam 8.033.574 alunos matriculados em Instituições de Ensino Superior (IES). Esse valor representa um aumento de 6,73% em relação à quantidade de estudantes do nível superior no ano de 2013. Em relação ao ano de 2013, o MEC indica que houve um aumento 3,8% no número de inscritos nas IES se comparado com 2012, sendo que, desse total, 1,9% pertenciam à rede pública e 4,5% eram alunos da rede privada. No entanto, o ensino superior no Brasil não possui as características de um bem público puro, ao passo que o acesso a esse serviço necessita de um fator de competição, deixando uma boa parte dos indivíduos fora desse processo. Tendo em vista esse contexto, Carvalho e Waltemberg (2015) determinam a existência de um fator de desigualdade nas oportunidades de acesso a esse serviço, ocasionado pelo fornecimento ineficiente desse bem e por um conjunto de características econômicas e sociais possuídas pelos indivíduos. O fato de o Brasil apresentar uma quantidade crescente de estudantes que concluem o nível médio nos últimos anos veio gerar um aumento na demanda por vagas, além de provocar uma intensificação da concorrência em relação à entrada no ensino superior, principalmente no que diz respeito à rede pública de ensino (CORBUCCI, 2014). Além disso, Barros (2015) demonstra em seu estudo sobre a expansão da educação superior no Brasil, que apesar do crescimento no número de universidades e no montante de cursos oferecidos no ensino superior, existe uma grande diferença entre a quantidade de vagas oferecidas pelas IES e o número de vagas demandadas pelos estudantes brasileiros, de forma que esse demanda não atendida vem apresentando-se de maneira crescente no decorrer dos últimos anos. O estudo feito por Carvalho (2011) mostra que no Brasil o fato de o indivíduo possuir o ensino superior gera uma série de benefícios em relação à posse apenas do ensino médio. O referido estudo ainda demonstra que pessoas que possuem o ensino superior estão menos propensas ao desemprego e são detentoras da chance de obtenção de salários mais atrativos se comparado a indivíduos com menor instrução. Barbosa Filho e Pessôa (2008) demonstraram que dentre os níveis fundamental, médio e superior, a última categoria é aquela que apresenta as maiores taxas de retorno, de forma que esse valor vem apresentando níveis consideráveis de crescimento. Nesse sentido, o investimento e o desenvolvimento do sistema educacional brasileiro, principalmente no que diz respeito ao ensino superior colaborariam para a obtenção de maiores níveis de desenvolvimento socioeconômico. Para Tillmann e Comin (2016) o nível de escolaridade das pessoas interfere sobre suas decisões ocupacionais, de forma que, no Brasil, as famílias compostas por membros com maior escolaridade tendem a repassar uma concepção de importância da dedicação às atividades educacionais, enquanto as famílias dotadas de menores níveis de escolaridade repassam para os seus descendentes uma atenção maior às funções trabalhistas ou ao lazer. Entretanto Ney e Hoffmann (2009) indicam que a educação possui características diferentes entre os meios urbano e rural, de forma que o perfil educacional do indivíduo residente no meio rural sofre maiores interferências dos determinantes socioeconômicos provindos desse meio. Gonzales (2016) considera que os uma série de circunstâncias ligadas às características sociais e econômicas que se manifestam de diferentes formas a depender da situação censitária do indivíduo atuam como determinantes na desigualdade de oportunidade ligada a educação. Dessa forma, indivíduos residentes no meio urbano estão inseridos em um cenário de oportunidades diferente dos indivíduos que residem no meio rural. Tendo em vista essas considerações, questiona-se sobre o quão desiguais são as oportunidades de acesso ao ensino superior no Brasil. Nesse sentido, o presente trabalho objetiva mensurar a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior considerando os meios urbano e rural das regiões brasileiras. Além disso, o presente trabalho busca identificar quais são os principais fatores determinantes da desigualdade de oportunidade no acesso ao serviço estudado.



Para tanto, o presente trabalho é subdividido em cinco sessões, sendo elas, a primeira, aqui descrita, referente à parte introdutória da pesquisa; a segunda, que se segue, a qual engloba o embasamento teórico e literário sob o qual o trabalho encontra-se fundamentado; a terceira, referente ao arcabouço metodológico utilizado; a quarta, onde estão esboçados os resultados encontrados e as discussões construídas com estudos sobre o tema estudado e a quinta sessão, referente às conclusões. 2 REVISÃO DE LITERATURA 2.1 O ensino superior no Brasil O acesso ao ensino superior em um país com características de subdesenvolvimento é definido na maioria das vezes por critérios provindos dos determinantes socioeconômicos da população. Além disso, uma vez que o indivíduo obteve acesso a esse serviço, a permanência nele demanda a posse de um conjunto de pressupostos. Fatores como a renda, a necessidade de alocação do tempo com trabalho, e a localização geográfica atuam como determinantes no ingresso ao ensino superior, assim como na possibilidade de permanência nesse estagio educacional (Zago, 2006). Na visão de Corbucci (2014) a educação superior no Brasil impõe aos jovens brasileiros um cenário de acesso restrito, o qual exclui uma determinada fração dos indivíduos do seu acesso. O referido autor ainda destaca que dentre as principais causas da restrição no acesso ao ensino superior, destaca-se o recente crescimento da demanda, o acirramento da concorrência pelas vagas e a ineficiência do expansionismo desse setor no Brasil. Outro fator determinante na exclusão dos jovens brasileiros do ensino superior é o componente socioeconômico em que o indivíduo encontra-se inserido. Barros (2015) afirma que as características sociais e econômicas interferem na condição ocupacional dos jovens, fazendo muitas vezes com que o indivíduo esteja impossibilitado de alocar o tempo necessário aos estudos. Assim, Barros (2015) destaca que o acesso ao ensino superior está ligado às condições de acesso à educação, emprego, renda e acesso aos bens e serviços básicos. Apesar da expansão numérica recente das IES, o acesso ao ensino superior no Brasil ainda caracteriza-se por ser um serviço excludente. Estudos como os elaborados por Corbucci (2014) e Barros (2015) mostram que essa expansão física da quantidade de IES deu-se em sua grande maioria no setor privado, de forma que, esse setor apresenta barreiras à entrada de caráter financeiro. Sendo assim, a expansão das vagas no ensino superior brasileiro, de certa forma excluiu os indivíduos mais pobres. Para reduzir os efeitos da exclusão social causada pelas barreiras à entrada no ensino superior construiu-se ao longo das últimas décadas uma série de ferramentas que tinham como objetivo proporcionar maiores oportunidades de acesso a esse serviço. O estudo desenvolvido por Pereira et al., (2013) avalia o impacto desse tipo de ferramenta, tomando como base a política de cotas. A avaliação feita no referido estudo apresentou resultado satisfatório, demonstrando que a implantação dessa medida na avaliação final dos alunos do nível superior. Nesse sentido, Pereira et al., (2013) demonstram que mesmo após o ingresso no ensino superior, existem entraves que dificultam o desempenho dos alunos, seja no setou público ou privado. Considerando os indivíduos com idade adequada referente ao acesso ao ensino superior, Courbucci (2014) demonstra em seu estudo sobre as características da educação superior no Brasil que no final da década de 2000, se comparado com o início desse período, as taxas de acesso à educação superior cresceram nas cinco regiões brasileiras. Ainda sobre o estudo de Courbucci (2014) é demonstrado que as maiores taxas de acesso ao ensino superior estão nas regiões Sul e Sudeste, enquanto as regiões Norte e Nordeste concentram as menores taxas no ingresso ao referido nível educacional. Mancebo et al., (2015) consideram a educação como uma ferramenta primordial para a redução das desigualdades no contexto socioeconômico brasileiro. No âmbito da educação Superior, o referido estudo destaca a implementação de medidas visando a ampliação do sistema de



ensino superior brasileiro nos últimos anos, entretanto, assim como demonstrado no estudo de Barros (2015), Mancebo et al., (2015) contesta a eficiência desse conjunto de ferramentas levando em consideração um respectivo aumento na demanda por vagas nessa categoria de ensino. A expansão recente do sistema privado de ensino superior é citado nos estudos de Courbucci (2014), Barros (2015) e Mancebo et al., (2015) como um mecanismo utilizado para suprir a necessidade de vagas nessa categoria de ensino. Tendo em vista a crescente quantidade de vagas ociosas nesse setor, o estudo de Amaral (2016) questiona a eficácia dessa medida no longo prazo, afirmando que há indícios de que a população brasileira está atingindo um limite no qual não é mais possível às famílias financiarem uma educação superior para os seus jovens. Nesse sentido, torna-se necessário uma reformulação das medidas ligadas à expansão desse sistema, em referência às necessidades das famílias e suas respectivas características socioeconômicas. 2.2 Desigualdade de oportunidade na educação A desigualdade de oportunidade na educação é um tema que vem sendo amplamente discutido na literatura dedicada à aplicação e avaliação de políticas públicas, sendo abordado nos estudos de Barros et al., (2008A), Ferreira e Gignoux (2011), Carvalho e Waltemberg (2015) e Gonzalez (2016). O estudo elaborado por Isfahani et al., (2013) indica que a desigualdade de oportunidade na educação pode ser provinda de um conjunto de características socioeconômicas inseridas no âmbito de vivência do indivíduo. Dessa forma, o referido estudo aponta que esses fatores podem levar os indivíduos a apresentarem diferentes níveis de desempenho escolar. A desigualdade de oportunidade é abordada também no trabalho desenvolvido por Brunori et al., (2013). No referido trabalho os autores mensuram a desigualdade de oportunidade para os países latino-americanos considerando vários setores, dentre eles a educação e fazem uma comparação entre países e entre diferentes tipos de desigualdade. Considerando ainda os resultados obtidos por Brunori et al., (2013) e observando a desigualdade de oportunidade voltada para a educação verifica-se que o Brasil encontra-se em uma situação de valores médios em relação aos outros países, porém, com um alto nível de desigualdade nas oportunidades referentes ao serviço descrito. O trabalho desenvolvido por Gonzales (2016) mensura a desigualdade de oportunidade na educação considerando as áreas urbanas e rurais da Colômbia. Utilizando as mesmas variáveis circunstância para mensurar o fenômeno descrito, o autor conclui que indivíduos residentes no meio rural são detentores de uma menor probabilidade de acesso aos serviços do sistema educacional. Como consequência, e ainda considerando o estudo de Gonzales (2016), comprovou-se que os residentes do meio urbano estão inseridos em um cenário de menor desigualdade de oportunidade no acesso a educação do que aqueles residentes em áreas rurais. Checchi e Peragine (2010) consideram que as desigualdades de oportunidade referentes às características educacionais apresentam-se de formas diferentes a depender do sexo e da localização geográfica do indivíduo. Assim, os autores descritos mensuram um índice de desigualdade de oportunidade e efetuam uma decomposição considerando o sexo do indivíduo e a região em que vive. É fato que a desigualdade de oportunidade voltada para o acesso ao ensino superior depende das circunstâncias relacionadas à qualidade da educação recebida nos níveis educacionais anteriores. Nesse sentido, Diaz (2012) mensura a desigualdade de oportunidade no desempenho dos alunos das instituições públicas e privadas em relação ao ensino médio. No referido estudo foi constatado os maiores níveis de desigualdade ligados ao ensino das disciplinas matemática e língua portuguesa. Carvalho e Waltemberg (2015) mensuram a desigualdade de oportunidade no ensino superior brasileiro considerando as IES públicas e privadas e fazendo um comparativo entre os anos de 2003 e 2013. O referido trabalho demonstra que houve uma expansão na oferta do ensino superior no Brasil no período determinado, incidindo diretamente sobre a desigualdade de



oportunidade no acesso ao referido serviço. Além disso, Carvalho e Waltemberg (2015) demonstram que a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior brasileiro varia em decorrência de um conjunto de variáveis circunstância como sexo, escolaridade do chefe da família, cor, renda e localização geográfica. Barros et al., (2008B) mensuram a desigualdade de oportunidade referente ao acesso a educação considerando cinco países da América Latina, sendo eles, Argentina, Brasil, Chile, Mexico e Peru. No referido estudo é destacado que a desigualdade de oportunidade no acesso a educação é dado por circunstâncias como sexo, nível de educação dos pais, condição de ocupação dos pais e localização geográfica das instituições de ensino. Ainda considerando o estudo formulado por Barros et al., (2008B), é constatado que dentre as circunstâncias descritas, a educação dos pais é o fator de maior contribuição para a desigualdade de oportunidade educacional no Brasil. Em um estudo sobre a desigualdade de oportunidade nos anos iniciais da educação no Brasil, Foguel e Veloso (2013) demonstram por meio dos dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) que os alunos estão inseridos em uma desigualdade de oportunidade no acesso a educação a partir dos primeiros anos de estudo. Por meio da mensuração do Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade e do Índice de Desigualdade de Oportunidade, o referido estudo afirma que dentre as faixas etárias que compõem o ensino pré-escolar, as crianças com 4 e 5 anos de idade apresentam os maiores níveis de desigualdade referentes à oportunidade de acesso à educação. Já o estudo desenvolvido por Nakamura (2012) investiga os efeitos que os investimentos governamentais em educação geram sobre a desigualdade de renda. O referido estudo constata que a precariedade no sistema educacional, advinda da ineficiência da aplicação dos investimentos governamentais em educação gera no longo prazo uma situação de desigualdade de renda, a qual ocasiona consequências mais drásticas sobre os indivíduos que desempenham trabalhos com menores exigências de qualificação profissional. Gutiérrez e Tanaka (2012) analisam o efeito da desigualdade sobre a matrícula escolar nos países em desenvolvimento. O referido estudo destaca que a desigualdade socioeconômica, assim como a desigualdade de oportunidade inserida sobre o sistema educacional público gera consequências que levam, muitas vezes, à migração do aluno da escola para o trabalho. Além disso, é destacado que nos países em desenvolvimento, existe um nível limiar de desigualdade acima do qual já não há apoio para a educação pública. 3 METODOLOGIA 3.1 Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade Para responder a problemática descrita na sessão introdutória o presente trabalho faz uso do método proposto por Barros et al., (2008A) e utilizado por Gonzalez (2016). Inicialmente, verifica-se o acesso à oportunidade estudada considerando uma variável binária ( I ) a qual possui valor um caso o indivíduo i tenha tido acesso ao ensino superior no período de referência e zero caso contrário. Além disso, considera-se um vetor de variáveis circunstâncias † 𝑥! = 𝑥!! ,… , 𝑥!" responsáveis por indicar os fatores de incidência sobre a desigualdade referente à variável I. Dado essas informações, Barros et al., (2008A) indicam que são necessários três passos para que se possa indicar a desigualdade de oportunidade. Primeiramente, considera-se a razão:

𝐷 =𝐸 𝑃 𝐼 = 1|𝑥 − 𝑃 𝐼 = 1

2𝑃 𝑖 = 1 (1)

† As variáveis circunstância utilizadas no presente trabalho para mensurar a desigualdade de oportunidade relacionada ao tema em questão foram escolhidas em detrimento de sua utilização em estudos anteriores, como nos trabalhos de Carvalho e Waltemberg (2015) e Gonzalez (2016).



De forma que 𝑃 = 𝐼 = 1 = 𝐸 𝑃 𝐼 = 1|𝑥 . Assim, é possível reescrever D como:

𝐷 =𝐸 𝑃 𝐼 = 1|𝑥 − 𝐸 𝑃 𝐼 = 1|𝑥

2𝐸 𝑃 𝐼 = 1|𝑥 (2)

Segundo Barros et al., (2008A), essa equação indica o papel das taxas de cobertura das informações contidas em 𝑃 𝐼 = 1|𝑥 . As probabilidades condicionais podem ser obtidas por meio de um modelo Logit. Para tanto, o próximo passo descrito por Barros et al., (2008A) é ajustar D a uma equação de regressão logística, de forma que:

ln𝑃 𝐼 = 1|𝑥!,… , 𝑥!

1− 𝑃 𝐼 = 1|𝑥!,… , 𝑥!= ℎ! 𝑥!

!

!!!

(3)

Onde 𝑥! representa um vetor de variáveis com k dimensões de circunstâncias. A partir da definição do modelo de regressão logística, o segundo passo do processo indicado por de Barros et al., (2008A) é identificar cada probabilidade individual de acesso à oportunidade estudada. Com isso, para cada indivíduo i calcula-se:

𝑃! =𝐸𝑥𝑝 𝛽! + 𝑥!"𝛽!!

!!!

1+ 𝐸𝑥𝑝 𝛽! + 𝑥!"𝛽!!!!!

(4)

Em seguida, o terceiro passo é calcular:

𝑃 = 𝑤!𝑝!

!

!

e 𝐷 =12𝑃

𝑤! 𝑃! − 𝑃!

!!!

(5)

Onde 𝑤! = 1 𝑛; 𝐷 representa o índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade; 𝑃! é a probabilidade individual de acesso ao ensino superior e 𝑃 é a probabilidade condicional estimada. O valor da dissimilaridade varia de zero a um, de forma que, quanto mais próximo da unidade, a desigualdade ao acesso é superior, tendo em vista que uma maior quantidade de acessos deveria ser realocada para que se chegue a um cenário de igualdade. 3.2 Decomposição da dissimilaridade por meio do Valor-Shapley Gonzalez (2016) utiliza o Valor-Shapley para decompor o índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade. Segundo o referido autor, o Valor-Shapley permite identificar quais circunstâncias se correlacionam em maior proporção com a desigualdade de oportunidade observada. O valor da desigualdade de oportunidade pode variar de acordo com a inclusão de variáveis circunstâncias ao vetor x. Nesse sentido, a contribuição de cada circunstância é medida pela mudança média na desigualdade sobre todas as possíveis sequências de inclusão. Gonzalez (2016) indica que a alteração no índice de dissimilaridade quando a circunstância c é adicionada a um subconjunto M de circunstâncias é dado por:

∆𝐷! =𝑚 ! 𝑘 − 𝑚 − 1 !

𝑘!!∁!\ !

𝐷 𝑀 ∪ 𝑐 − 𝐷 𝑀 (6)



Onde C representa um conjunto inteiro de k circunstâncias e M é um subconjunto de C que contém m circunstâncias, exceto c, 𝐷 𝑀 representa o Índice de dissimilaridade para o subconjunto M e 𝐷 𝑀 ∪ 𝑐 é o índice obtido após a adição da circunstância c ao subconjunto M. Sendo 𝐷 𝑘 o índice de dissimilaridade para o conjunto de circunstâncias k, a contribuição da circunstância k para 𝐷 𝑘 é definida por Gonzalez (2016) como:

𝑆! =∆𝐷!𝐷 𝑘 com 𝑆! = 1

!∈! (7)

Esse procedimento permite que se tenha a decomposição aditiva do índice de dissimilaridade que mede a contribuição de cada circunstância para a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior. 3.3 Base de dados Os dados utilizados no presente trabalho foram extraídos da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) disponibilizada anualmente pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Utilizou-se a PNAD pelo fato de ser uma pesquisa de periodicidade anual e abrangência nacional, condizente com os aspectos territoriais e demográficos especificados nos objetivos desse trabalho. Os dados foram obtidos por meio das pesquisas disponibilizadas para os anos de 2011, 2012, 2013 e 2014. A escolha desse período deu-se em virtude desses anos representarem uma mudança na estrutura política e econômica nacional. Para obter a variável binária que indica o acesso ao ensino superior removeu-se da base de dados àqueles indivíduos com doze ou menos anos de estudo e aqueles com idade inferior a dezessete anos, subentendendo-se que esses não possuem condições de ter acesso ao ensino superior e superior a 29 anos. Esse procedimento busca indicar como possuidor das condições de acesso ao ensino superior àqueles indivíduos com ensino médio completo (12 anos de estudo), idade mínima de 17 anos e pessoas com no máximo 29 anos, perfil condizente com o ingresso no ensino superior, segundo a especificação do Ministério da Educação (MEC). A descrição das variáveis circunstância utilizadas para obter o Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior e o Índice de Oportunidades Humanas está disposta no Quadro 1: Quadro 1- Descrição das variáveis circunstância utilizadas.

Variável Descrição Cor Dummy = (1 se o indivíduo é declarado de cor branca e zero caso contrário). Sexo Dummy = (1 se o indivíduo é do sexo masculino e zero caso contrário).

Esc_chefe Anos de estudo do chefe da família. Renda_chefe Renda do chefe da família.

Est_civil Dummy = (1 se o indivíduo possuía uma união conjugal no período de referência e zero caso contrário).

Idade Idade do indivíduo. Fonte: Elaboração dos autores. As estimações são feitas para cada ano estudado considerando os meios urbano e rural das cinco regiões brasileiras de acordo com as determinações territoriais informadas pelo IBGE. 4 RESULTADOS E DISCUSSÃO Durante o período estudado ocorreram modificações no acesso à educação superior em diferentes âmbitos a depender da situação censitária dos indivíduos. A Tabela 1 demonstra o percentual de pessoas com condições de ingressar no ensino superior, subdivididos em indivíduos que ingressaram e não ingressaram. Comparando o último ano estudado com o início do período



analisado, observa-se que no meio urbano, o percentual de pessoas que tiveram acesso ao ensino superior subiu nas cinco regiões estudadas. De maneira análoga, o percentual de pessoas residentes no meio urbano que não ingressaram caiu nas cinco grandes regiões do Brasil. Em relação ao meio rural é observado o mesmo comportamento do meio urbano, de forma que, o percentual de ingressantes no ensino superior apresentou uma variação positiva no ano de 2014, quando comparado com o ano inicial do estudo. Observa-se também que em algumas das regiões estudadas como no Norte e Nordeste, essa variação se deu em um coeficiente superior no meio rural. Nesse sentido, a Tabela 1 demonstra que a intensificação do acesso ao ensino superior durante os quatro anos estudados incidiu proporcionalmente na população rural de maneira mais abrangente nas regiões Norte e Nordeste do Brasil. Levando em consideração a perspectiva de Courbucci (2014), esse resultado pode ser explicado pelo aumento no número de IES nas duas regiões descritas. Tabela 1 - Porcentagem de indivíduos que ingressaram e não ingressaram no ensino superior.

Região Ingressaram (%) Não ingressaram (%) Urbano 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Norte 35,22 33,81 35,33 37,68 64,78 66,19 64,67 62,32 Nordeste 31,97 34,23 35,59 36,21 68,03 65,77 64,41 63,79 Sudeste 36,61 37,66 36,72 40,47 63,39 62,34 63,28 59,53

Sul 41,52 43,12 43,49 44,65 58,48 56,88 56,51 55,35 Centro-Oeste 45,46 47,08 49,43 47,11 54,54 52,92 50,57 52,89

Rural 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Norte 8,29 11,88 14,29 16,92 91,71 88,12 85,71 83,08 Nordeste 12,12 10,99 11,05 14,3 87,88 89,01 88,95 85,7 Sudeste 20,99 20,86 21,89 21,88 79,01 79,14 78,11 78,13

Sul 20 26,74 27,08 25 80 73,26 72,92 75 Centro-Oeste 23,19 15,32 33,68 23,86 76,81 84,68 66,32 76,14

Fonte: Elaboração dos autores com base nos dados da PNAD - IBGE. Buscando identificar os fatores determinantes do acesso ao ensino superior estimou-se um modelo Logit, onde a variável dependente informa a condição de acesso do indivíduo ao serviço estudado. Os resultados desse procedimento estão disponibilizados em anexo na Tabela 5. Os efeitos marginais da estimação estão esboçados na Tabela 2. No que diz respeito aos indivíduos que residem no meio urbano do Brasil, verificou-se que o perfil das pessoas que possuem maiores chances de terem acesso ao ensino superior engloba os indivíduos de cor branca, do sexo masculino, que possuem chefes de família com maiores níveis de educação e maiores rendas, que são solteiros e possuem idade mais próxima dos 29 anos. Esse perfil se aplica ao meio urbano de todas as regiões estudadas, variando apenas na intensidade da probabilidade de ocorrência do evento em algumas das regiões. Em relação aos indivíduos residentes no meio urbano, observa-se que as probabilidades de acesso ao ensino superior condizem com as características informadas pelos efeitos marginais do modelo Logit referentes ao meio urbano. Comparando o ano de 2014 com o primeiro ano estudado verifica-se que em relação à probabilidade de acesso associada à variável cor subiu nas regiões Norte e Sudeste e reduziu-se nas regiões Nordeste, Sul e Centro-Oeste no meio urbano. Já em relação à variável sexo, os resultados demonstram que tanto no meio urbano quanto no meio rural, a probabilidade de acesso relacionada à essa circunstância elevou-se em todas as regiões estudadas com exceção da região Norte. As probabilidades associadas à variável que indica a escolaridade do chefe da família dos indivíduos residentes no meio urbano cresceram no último ano nas regiões Norte e Centro Oeste em comparação com o ano inicial. Já em relação ao meio rural, a variação das probabilidades de acesso ao ensino superior associadas a escolaridade do chefe do domicílio cresceram em todas as regiões, com exceção da região Nordeste.



Nos anos em que obteve significância estatística, a variável que indica a renda do chefe do domicílio apresentou sinal positivo para ambos os meios estudados, o que significa que indivíduos que residem em domicílios com chefes que possuem maiores rendas possuem maiores probabilidades de ingressarem no ensino superior. Essa relação entre acesso e renda também foi verificada nos estudos de Carvalho e Waltemberg (2015) e Gonzalez (2016). Comparando o final do período com o primeiro ano estudado, a variação no coeficiente da circunstância que indica o estado civil do indivíduo foi positiva no meio urbano das regiões Norte e Centro-Oeste. Já em relação à variável idade, a variação foi positiva no meio urbano de todas as regiões com exceção da região Sul e no meio rural das regiões Norte, Nordeste e Sudeste. Essa variação positiva na maioria das regiões estudadas indica que independentemente da situação censitária, em algumas regiões do país os brasileiros estão tendo acesso ao ensino superior cada vez mais tarde.



Tabela 2 - Efeitos marginais do modelo Logit para os meios urbano e rural das regiões brasileiras.‡ Brasil (Urbano) Brasil (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 0,0926*** 0,103*** 0,0926*** 0,0943*** 0,0811***

0,0823***

0,1126***

0,0561***

Sexo 0,0482*** 0,0467*** 0,0507*** 0,0515*** 0,0406*** 0,035*** 0,0402**

* 0,0573**

*

Esc_chefe 0,0398*** 0,0409*** 0,0373*** 0,0387*** 0,0181***

0,0172*** 0,015*** 0,0185**

* Renda_chef

e 0,000001** 0,00001***

0,00001***

0,00001*** 0,00001* 0,000001 -

0,000001 0,000001

Est_civil -0,1584*** -0,1227***

-0,1561***

-0,1481*** -0,1752 0,0236 -0,121 -0,0017

Idade 0,0348*** 0,0381*** 0,0383*** 0,0379*** 0,02*** 0,0201***

0,0194***

0,0223***

Norte (Urbano) Norte (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 0,0419** 0,0691*** 0,0859*** 0,0827*** 0,0764* 0,0628 0,1278** 0,0899** Sexo 0,0526*** 0,0421*** 0,0674*** 0,0402*** 0,0251 0,0149 0,029 0,075***

Esc_chefe 0,038*** 0,0402*** 0,0289*** 0,0339*** 0,0118 0,0113** 0,0057 0,0157***

Renda_chefe 0,0001 0,00001** 0,0001*** -0,0001 -0,0001 0,00001 0,000001 -0,0001

Est_civil -0,1485** -0,122** -0,151*** -0,142*** - 0,0406 0,1901 0,0186 Idade 0,0279*** 0,0362*** 0,0355*** 0,036*** 0,0178** 0,008 0,01 0,0217

Nordeste (Urbano) Nordeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 0,0944*** 0,0865*** 0,0746*** 0,09*** 0,0739*** 0,0467** 0,0822**

* 0,0147

Sexo 0,0438*** 0,0399*** 0,0485*** 0,0464*** 0,0302** 0,0134 0,017 0,0491***

Esc_chefe 0,0403*** 0,0424*** 0,0394*** 0,0395*** 0,0155** 0,0135***

0,0091*** 0,013***

Renda_chefe 0,0000001* 0,0001** 0,0001*** 0,00001** -

0,000001 -0,00001 0,000001 0,0001

Est_civil -0,1311*** -0,0675 -0,13*** -0,165*** -0,0665 0,0331 - 0,0346

Idade 0,0292*** 0,0345*** 0,0343*** 0,0317*** 0,0183***

0,0153***

0,0156***

0,0184***

Sudeste (Urbano) Sudeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 0,1057*** 0,1173*** 0,1059*** 0,1214*** 0,0684 0,0213 0,0839* 0,0188

Sexo 0,0486*** 0,0491*** 0,0502*** 0,0573*** 0,0516** 0,0372* 0,0625*** 0,0534**

Esc_chefe 0,0391*** 0,0412*** 0,0372*** 0,0376*** 0,0244***

0,0215***

0,0183***

0,0267***

Renda_chefe

0,0000001** 0,0001* 0,00001 0,00001* -

0,000001 0,0001** 0,0001 0,00001

Est_civil -0,1687*** -0,172** -0,174*** -0,164*** - 0,2154 -0,1256 0,004

Idade 0,0383*** 0,0393*** 0,0402*** 0,0415*** 0,0188** 0,0358***

0,0326***

0,0298***

Sul (Urbano) Sul (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 0,1133*** 0,1301*** 0,1228*** 0,0969*** 0,1503 -0,0134 0,0443 0,1358

Sexo 0,055*** 0,048*** 0,0586*** 0,0569*** 0,047* 0,1109***

0,0932***

0,0808***

Esc_chefe 0,0403*** 0,0375*** 0,0409*** 0,0399*** 0,0211***

0,0205***

0,0244***

0,0221***

Renda_chef 0,000001** 0,0001** 0,00001 0,0001*** - 0,00001 -0,0001* 0,000001

‡ Os coeficientes denotados pelo símbolo (-) dizem respeito às variáveis binárias utilizadas como circunstâncias do modelo Logit, de maneira que, nesses casos, com a homogeneização da base de dados, a variável passou a possuir um único valor (somente zero, ou somente 1), não demonstrando efeitos sobre a probabilidade de acesso ao ensino superior.



e 0,000001 Est_civil -0,1937*** -0,185*** -0,164*** -0,121*** - -0,135 -0,2692 -

Idade 0,0432*** 0,0407*** 0,0406*** 0,042*** 0,0283 0,0272*** 0,024*** 0,0281**

* Centro-Oeste (Urbano) Centro-Oeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 0,059*** 0,0829*** 0,0896*** 0,0343* -0,014 0,1251* 0,1668** 0,092 Sexo 0,0447*** 0,0626*** 0,0319*** 0,057*** 0,123*** 0,0467 0,0508 0,0567

Esc_chefe 0,0387*** 0,0388*** 0,0319*** 0,0391*** 0,0204** 0,0131* 0,0305*** 0,0226**

Renda_chefe 0,0000001 -0,00001 0,00001 0,0000001 0,000000

1 --0,00001 -0,00001 0,000001

Est_civil -0,1286 -0,2*** -0,1633** -0,1559** - - - - Idade 0,0329*** 0,0427*** 0,042*** 0,0364*** 0,0214 0,0214** 0,0348** 0,0128

Fonte: Elaboração dos autores com base nos dados da PNAD - IBGE. Nota: Valores sucedidos de (***), (**) e (*) indicam significância estatística a 1%, 5% e 10% respectivamente. Seguindo o procedimento indicado por Barros et al., (2008A) a Tabela 3 apresenta o valor do Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade, obtido através da estimação do modelo Logit. E relação ao meio urbano, o Índice de dissimilaridade referente ao Brasil demonstra que a desigualdade de oportunidade caiu de 2011 para 2012, aumentando no ano subsequente e regredindo em 2014. Levando em consideração o último ano estudado, o Índice de dissimilaridade indica que para que ocorra uma situação de equidade no acesso ao ensino superior no meio urbano brasileiro é necessário que 22% das vagas sejam realocadas para indivíduos que não conseguiram o ingresso no serviço estudado. Para o Brasil urbano, a variação da dissimilaridade entre os anos final e inicial foi negativa, indicando de uma forma geral uma redução na desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior. No meio urbano das regiões Norte e sudeste a desigualdade de oportunidade cresceu em 2012 se comparado ao ano anterior e reduziu-se nos anos subsequentes, de forma que a variação entre os anos final e inicial demonstrou uma queda na desigualdade de oportunidade. No que diz respeito ao meio urbano da região Nordeste verifica-se que a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior apresentou uma redução durante todo o período analisado. Já na região Centro-Oeste, a desigualdade de oportunidade cresceu de 2011 para 2012, regredindo no ano subsequente e elevando-se em 2014, de forma que, o índice de dissimilaridade apresentou menor valor no período final se comparado com o ano inicial do estudo. Em relação ao meio rural, o valor do índice de dissimilaridade aponta uma queda na desigualdade de oportunidade no acesso à educação no Brasil nos três primeiros anos estudados, apresentando, contudo, uma elevação em 2014 se comparado ao ano anterior. Quando mensurado para o meio rural das grandes regiões brasileiras o Índice de dissimilaridade demonstra que a desigualdade de oportunidade no acesso ao serviço estudado reduziu-se de 2011 para 2012 e cresceu nos dois últimos anos nas regiões Norte e Sul. Além disso, verifica-se que a desigualdade de oportunidade analisada reduziu-se durante todo o período nas regiões Nordeste e Centro-Oeste. A variação do índice de dissimilaridade entre os anos final e inicial no meio rural aponta uma queda na desigualdade de oportunidade. Observa-se que no último ano estudado, para que a situação fosse de total igualdade no acesso ao ensino superior no meio rural, seria necessário que ocorresse uma realocação de 28%, 35%, 26%, 31%, 25% e 23% nas vagas fornecidas no Brasil, Regiões Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-Oeste respectivamente. Observa-se que em todas as regiões analisadas, assim como para o Brasil como um todo, a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior é maior no meio rural. Esse resultado corrobora com o estudo feito por Gonzalez (2016), o qual afirma que o meio urbano possui circunstâncias divergentes do meio rural que tornam o acesso a educação mais fácil e igualitário.



Além disso, as reduções no valor do índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade corroboram com as afirmações de Carvalho e Waltemberg (2015) e Courbucci (2014) os quais indicam que o ensino superior brasileiro está ficando mais abrangente e equitativo. Tabela 3 - Valor do Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade.

Urbano Rural 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Brasil 0,2401 0,1967 0,2278 0,2224 0,3184 0,2869 0,2639 0,2815 Norte 0,2199 0,2624 0,2182 0,2053 0,3543 0,2079 0,2196 0,3507

Nordeste 0,2841 0,2838 0,2582 0,2491 0,3434 0,2945 0,2721 0,2648 Sudeste 0,2562 0,2633 0,2531 0,2412 0,2812 0,3267 0,2623 0,3143

Sul 0,2278 0,2049 0,219 0,2101 0,2749 0,2391 0,2488 0,2544 Centro-Oeste 0,1881 0,1992 0,1656 0,1782 0,3143 0,2803 0,2619 0,2329

Fonte: Elaboração dos autores com base nos dados da PNAD - IBGE. Buscando verificar a contribuição de cada variável circunstância utilizada para a obtenção do valor Índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade e seguindo o procedimento indicado por Gonzalez (2016), estimou-se a decomposição da dissimilaridade por meio do Valor-Shapley. Os resultados para esse procedimento estão esboçados na Tabela 4. Os resultados obtidos com a decomposição pelo Valor-Shapley indicam que o nível de escolaridade do chefe da família é a variável que mais contribui para a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior tanto no meio urbano quanto no meio rural das regiões brasileiras, de maneira que, no meio urbano essa variável possui contribuição superior ao meio rural. Com isso, é possível afirmar que uma política pública que busque reduzir os níveis de desigualdade nas oportunidades de acesso ao ensino superior deve levar em consideração os níveis de educação dos chefes familiares. Tal afirmativa corrobora com a afirmativa de Mancebo et al., (2015) que considera as transformações sociais dadas pela educação como um procedimento político de longo prazo, o qual pode ter sua importância transmitida entre os indivíduos no decorrer do tempo. Além disso, os resultados indicam que a idade do indivíduo possui é a segunda variável que mais contribui para os níveis de desigualdade na oportunidade de acesso ao ensino superior para ambas as situações censitárias estudadas. Nesse sentido, verifica-se a necessidade de implantação de medidas que visem inserir os jovens no ensino superior na idade adequada. A cor do indivíduo possui alta participação na desigualdade de oportunidade estudada, de forma que, esse percentual é superior no meio rural. Tendo em vista esse resultado ressalta-se a importância das políticas públicas destacadas por Courbucci (2014), as quais visam a inserção de jovens no ensino superior por meio de instrumentos que reduzam os efeitos das disparidades sociais sofridas por indivíduos não brancos. Os resultados obtidos com a decomposição pelo Valor-Shapley ainda indicam que uma política pública que vise combater a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior no Brasil deve ser formulada em diferentes aspectos a depender da situação censitária, uma vez que, as circunstâncias que determinam a desigualdade de oportunidade possuem diferentes impactos nos meios urbano e rural. Tabela 4 - Valor da Decomposição da dissimilaridade por meio do Valor-Shapley (%).

Brasil (Urbano) Brasil (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 16,07 13,77 15,20 15,87 20,37 21,18 32,64 12,57 Sexo 6,31 8,54 7,69 7,31 13,06 10,85 12,42 19,23

Esc_chefe 50,25 41,85 42,56 44,51 41,53 39,86 31,83 38,64 Renda_chefe 1,41 0,83 2,43 1,32 2,88 0,65 0,10 0,77

Est_civil 1,22 0,98 1,06 1,13 2,24 0,46 0,72 0,24 Idade 24,74 34,02 31,07 29,86 19,92 27 22,29 28,55




Cor 9,09 8,59 12,6 13,51 25,65 15,97 41,39 18,1 Sexo 11,17 6,18 16,1 7,42 18,37 15,37 16,82 26,76


Est_civil 1,9 0,7 1,46 2,1 -1,06 5,24 3,66 0,33 Idade 20,91 29,93 32,9 34,61 20,48 8,67 21,9 20,3


Cor 16,3 13,76 10,35 13,29 19,61 14,38 32,13 3,22 Sexo 5,19 4,34 7,24 5,92 9,77 1,82 5,84 26,86


Est_civil 1,28 0,53 0,59 1,49 0,76 0,88 0,14 1,39 Idade 18,41 25,17 27,1 24,54 24,54 32,17 32,51 34,11

Sudeste (Urbano) Sudeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 17,55 19,56 18,44 18,78 8,84 5,02 12,73 2,83 Sexo 5,97 6,08 6,93 8,32 16,2 6,59 14,91 11,81


Est_civil 0,96 0,29 1,02 0,73 0,27 2,05 0,69 0,14 Idade 27,98 28,30 32,01 32,13 15,53 49,9 35,5 32,09


Cor 6,94 9,25 8,7 8,13 10,85 2,29 3,03 9,22 Sexo 9,36 7,09 9,9 7,38 19,27 50,89 38,7 26,93

Esc_chefe 44,41 43,22 45,23 43,21 31,12 25,97 28,28 31,57 Renda_chefe 1,42 2,2 1,49 3,85 5,23 0,94 8,94 -0,03

Est_civil 1,36 2,35 1,71 0,98 -0,65 1,41 3,18 0,03 Idade 36,5 35,88 32,98 36,45 33,59 18,48 17,87 32,1

Centro-Oeste (Urbano) Centro-Oeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Cor 13,26 13,77 14,87 8,76 0,39 24,61 21,59 27,25 Sexo 4,45 8,54 4,22 10,32 54,61 12,77 8,08 19,13


Est_civil 0,81 0,98 1,11 1,41 -1,05 -0,52 1,91 0 Idade 27,16 34,02 42,19 29,82 7,83 28,73 26,05 11,52

Fonte: Elaboração dos autores com base nos dados da PNAD - IBGE. Tendo em vista a maior participação da escolaridade do chefe da família e da idade do indivíduo na desigualdade de oportunidade estudada, foram elaboradas as figuras 1 e 2, disponibilizadas em anexo, as quais demonstram as probabilidades de acesso ao ensino superior tendo em vista o valor dessas variáveis referentes aos meios urbano e rural. A Figura 1 apresenta as probabilidades de acesso às variáveis descritas para os indivíduos residentes no meio urbano. Verifica-se que para a escolaridade do chefe da família, a expansão da probabilidade de acesso possui concavidade voltada para cima em cada um dos anos estudados, indicando que os indivíduos residentes no meio urbano com chefes de família com maiores níveis educacionais possuem maiores chances de acessarem o ensino superior, de forma que, essa probabilidade se eleva para os maiores valores dessa variável. Com relação à idade do indivíduo, a expansão das probabilidades apresentou concavidade voltada para baixo nos quatro anos estudados, indicando que a probabilidade de acesso ao ensino superior cresce conforme cresce a idade do indivíduo, de forma que, essa probabilidade apresenta uma condição de estacionariedade a partir dos 26 anos. Com relação ao meio rural, a Figura 2 indica que no período estudado, a expansão da probabilidade de acesso ao ensino superior apresentou comportamento distinto em relação à escolaridade do chefe da família, de forma que, a probabilidade de acesso mostrou-se crescente para



os indivíduos com chefes de família que possuem 12 anos de estudo ou mais em todos os quatro anos estudados. Com relação à variável idade referente aos indivíduos do meio rural, observa-se que com exceção do ano de 2014, a expansão da probabilidade de acesso ao ensino superior foi crescente conforme a idade se eleva, demonstrando que a os indivíduos residentes no meio rural possuem maiores probabilidades de acesso ao ensino superior conforme a idade aumenta. Já em relação ao ano de 2014, observa-se que essa probabilidade cai para indivíduos com 26 anos de idade ou mais. Os resultados obtidos com as Figuras 1 e 2 demonstram que os brasileiros estão levando mais tempo para acessarem ao ensino superior. Além disso, o comportamento das probabilidades de acesso relacionadas a escolaridade do chefe da família indicam que o ingresso no ensino superior possui uma forte influência da instrução familiar, de forma que, famílias com menores níveis de instrução transmitem com menor intensidade a importância do desenvolvimento educacional aos seus filhos. Além disso, é possível notar que a interferência da idade e da educação familiar no acesso ao ensino superior é maior no meio urbano, uma vez que, as probabilidades de acesso associadas a essas variáveis foram inferiores no meio rural em todos os anos estudados. Nesse sentido, uma política pública incidente sobre essas variáveis que busque reduzir as desigualdades de oportunidade no acesso ao ensino superior obterá maiores resultados quando aplicadas no meio urbano. 4 CONCLUSÕES O presente trabalho buscou analisar os níveis de desigualdade na oportunidade de acesso ao ensino superior e seus determinantes nos meios urbano e rural das grandes regiões brasileiras. Para tanto, utilizou-se uma metodologia probabilística a fim de mensurar o índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade. Posteriormente, os determinantes da desigualdade de oportunidade e seus valores foram obtidos por meio de uma decomposição pelo Valor-Shapley. A partir do modelo Logit verificou-se que tanto no meio urbano quanto no meio rural, a idade e a escolaridade do chefe da família elevam as probabilidades de acesso ao ensino superior. Além disso, verificou-se que indivíduos solteiros e com chefes de família com maiores níveis de renda possuem maiores chances de ingressarem no ensino superior em ambas as situações censitárias estudadas. Verificou-se também que os indivíduos declarados não brancos possuem maiores chances de terem acesso ao ensino superior, de forma que, essa característica possui maior intensidade no meio rural. A partir da construção do índice de dissimilaridade da desigualdade de oportunidade verificou-se que a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior apresentou uma queda no último ano em relação ao início do período estudado tanto no meio urbano quanto no meio rural das regiões brasileiras. Assim, conclui-se que o ensino superior brasileiro está ficando mais equitativo nos últimos anos independente da situação censitária. A partir da decomposição por meio do Valor-Shapley concluiu-se que a escolaridade do chefe da família e a idade dos indivíduos são as variáveis circunstância que mais contribuem para o valor da desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior, tanto no meio urbano quanto no meio rural. Além disso, concluiu-se que essas variáveis apresentam maior intensidade sobre a desigualdade de oportunidade no meio rural. Por fim, conclui-se que apesar de a desigualdade de oportunidade no acesso ao ensino superior brasileiro ter apresentado uma redução nos últimos anos, esse fator ainda apresenta altos valores, indicando um serviço pouco equitativo. Além disso, conclui-se que uma política pública que busque reduzir a desigualdade de oportunidade no acesso ao serviço estudado obterá melhores resultados se for fundamentada sobre o aumento dos níveis de escolaridade da família e a inclusão do jovem com idade adequada no ensino superior. REFERÊNCIAS



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ANEXOS

Tabela 5 - Resultados das estimações do modelo Logit.

Brasil (Urbano) Brasil (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Constante -7,9759***

-8,5037***

-8,0391***

-7,9026***

-8,3397**

*

-7,6532***

-6,9919**

*

-7,9077**

*

Cor 0,4968*** 0,557*** 0,4838*** 0,4869*** 0,729*** 0,6872*** 0,8666***

0,4289***

Sexo 0,2582*** 0,2526*** 0,2649*** 0,2659*** 0,3651*** 0,2922*** 0,3093**

* 0,4381**

*

Esc_chefe 0,2136*** 0,2216 0,1947*** 0,1997*** 0,1654*** 0,1433*** 0,1153**

* 0,1417**

*

Renda_chefe

0,00001***

0,00001***

0,00001***

0,00001***

-0,000001

* 0,0000001 -0,00001 0,000001

Est_civil -0,8495** -0,6637***

-0,8152***

-0,7645*** -1,5756 0,1972 -0,9319

-0,0132**

*

Idade 0,1865*** 0,2062*** 0,1998*** 0,1954*** 0,18*** 0,1678*** 0,1491***

0,1707***



-8,4029***

-7,4727***

-7,0158***

-10,399**

*

-5,1396*** -4,97***

-8,7624**

*

Cor 0,2168** 0,3867*** 0,4438*** 0,4135*** 1,0811* 0,6205 1,1086*** 0,7615**

Sexo 0,2718*** 0,2355*** 0,348*** 0,2012*** 0,3547 0,1472 0,2515 0,6357***

Esc_chefe 0,1963*** 0,2252*** 0,1493*** 0,1697*** 0,1667** 0,1122** 0,0496 0,1333***

Renda_chefe 0,00001 0,00001** 0,00001**

* -0,00001 -0,00001 -0,00001 -0,00001 -0,00001

Est_civil -0,7679** -0,6835** -0,7788***

-0,7078*** - 0,4011 1,6484 0,1576

Idade 0,1444*** 0,2025*** 0,1835*** 0,1799*** 0,2512 0,0792 0,0866* 0,1834***


Constante -8,001*** -8,6085***

-8,0437***

-7,4985***

-8,7259**

*

-7,4499***

-7,3782**

*

-7,6869**

*

Cor 0,5533*** 0,5013*** 0,4106*** 0,4866*** 0,7945*** 0,5182** 0,8902**

* 0,1312**

*

Sexo 0,2565*** 0,2312*** 0,267*** 0,2509*** 0,3247** 0,1484 0,1835 0,4373***

Esc_chefe 0,236*** 0,246*** 0,2171*** 0,2137*** 0,1667*** 0,1503*** 0,0983**

* 0,1159**

* Renda_chef

e 0,000001* 0,00001***

0,00001*** 0,00001** -0,00001 -0,000001 0,000001 0,000001

Est_civil -0,7683***

-0,3912***

-0,7134***

-0,8944*** -0,7144 0,3672 - 0,3083

Idade 0,1711*** 0,2002*** 0,1886*** 0,1713*** 0,1964*** 0,1693*** 0,1685**

* 0,1637**

* Sudeste (Urbano) Sudeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014

Constante -8,6787*** -9,076*** -8,782*** -8,772*** -

6,8279**-

9,6017*** -

8,5525**-

8,7233**



* * * Cor 0,5771*** 0,6506*** 0,5766*** 0,6463*** 0,4698 0,1595 0,5627* 0,1343 Sexo 0,2664*** 0,2723*** 0,2732*** 0,3048*** 0,3542** 0,2786 0,4193** 0,3809**

Esc_chefe 0,2146*** 0,2287*** 0,2025*** 0,2003*** 0,1674*** 0,1601*** 0,1224**

* 0,1905**

* Renda_chef

e 0,00001** 0,000001* 0,000001 0,000001**

-0,000001

0,000001** 0,000001 0,00001

Est_civil -0,9248*** -0,6747** -

0,9451*** -

0,8748*** - 1,6129 -0,8418 0,0286

Idade 0,2099*** 0,218*** 0,219*** 0,2209*** 0,129** 0,2683*** 0,2185***

0,2124***


Constante -8,9214*** -8,01*** -

8,5381*** -

8,3736***

-8,8906**

* -7,338***

-7,0747**

*

-8,2661**

* Cor 0,5895*** 0,6469*** 0,6279*** 0,4893*** 1,0613 -0,0788 0,2623 0,8346

Sexo 0,286*** 0,2388*** 0,2995*** 0,2873*** 0,332* 0,6498*** 0,5518***

0,4962***

Esc_chefe 0,2094*** 0,1863*** 0,209*** 0,2014*** 0,1488*** 0,1203*** 0,1445**

* 0,1359**

* Renda_chef

e 0,00001** 0,00001** 0,000001 0,00001*** -0,00001 0,000001 -

0,000001 0,000001

Est_civil -1,0044***

-0,9177*** -0,8391** -0,6129** - -0,7907 -0,5936 -

Idade 0,2249** 0,2025*** 0,2074*** 0,2122*** 0,1995*** 0,1594*** 0,1421**

* 0,1725**

* Centro-Oeste (Urbano) Centro-Oeste (Rural) 2011 2012 2013 2014 2011 2012 2013 2014


-8,0645***

-6,6949***

-6,8548***

-7,7939**

*

-8,5428*** -7,44*** -5,3**

Cor 0,2849*** 0,414*** 0,4233*** 0,1643* -0,0927 1,0634 0,933* 0,5616 Sexo 0,216*** 0,3129*** 0,1507*** 0,2726*** 0,8148** 0,3966 0,2843 0,3462

Esc_chefe 0,187*** 0,194*** 0,1508*** 0,1872*** 0,1351* 0,1111* 0,1708*** 0,1376*

Renda_chefe 0,00001 -0,00001 0,000001 -0,000001 0,000001 -0,000001 -

0,000001 0,000001

Est_civil -0,6208 -0,9989*** -0,772** -0,7459** - - - -

Idade 0,1586*** 0,2134*** 0,1983*** 0,1744*** 0,142 0,1821** 0,1944** 0,078 Fonte: Elaboração dos autores com base nos dados da PNAD - IBGE. Nota: Valores sucedidos de (***), (**) e (*) indicam significância estatística a 1%, 5% e 10% respectivamente.



Figura 1 - Probabilidades de acesso ao ensino superior no Brasil urbano considerando a escolaridade do chefe da família e a idade do indivíduo.

Escolaridade do Chefe Idade 2011

2011

2012

2012

2013

2013

2014

2014

Fonte: Elaboração dos autores.

0.2

.4.6

.8

Prob

abilid

ade

de a

cess

o

0 3 6 9 12 15Esolaridade do chefe da família

0.1

.2.3

.4.5

Prob

abilid

ade

de a

cess

o

17 20 23 26 29Idade do indivíduo

0.2

.4.6

.8

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


0.1

.2.3

.4.5

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


.2.3

.4.5

.6

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


0.1

.2.3

.4.5

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


.2.4

.6.8

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


0.2

.4.6

Prob

abilid

ade

de a

cess

o




Figura 2- Probabilidades de acesso ao ensino superior no Brasil rural considerando a escolaridade do chefe da família e a idade do indivíduo.

Escolaridade do Chefe Idade

2011

2011

2012

2012

2013

2013

2014

2014

Fonte: Elaboração dos autores.

0.1

.2.3

.4

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


0.0

5.1

.15

.2.2

5

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


.05

.1.1

5.2

.25

.3

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


0.1

.2.3

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


.05

.1.1

5.2

.25

.3

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


0.1

.2.3

Prob

abilid

ade

de a

cess

o


.1.2

.3.4

.5

Prob

abilid

ade d

e ace

sso


.15.2

.25.3

.35

Prob

abilid

ade d

e ace

sso


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DESIGUALDADE DE OPORTUNIDADE NO ACESSO AO … Gomes de Souza_MC_R... · DESIGUALDADE DE OPORTUNIDADE NO ACESSO AO ENSINO SUPERIOR NOS MEIOS URBANO E RURAL DAS ... no acesso ao serviço