Uma análise do que disseram os deputados sobre o Impeachment

Esta vai ser uma postagem uma pouco diferente das anteriores e um pouco fora de timing também, mas apenas consegui sentar para escrevê-la agora. Desde o dia da votação do impeachment de Dilma Roussef, eu estava com vontade de escrever sobre o assunto, dada a quantidade de pessoas que se chocou com o baixo nível dos deputados federais brasileiros e de seus discursos. Não quero aqui ser mais um a reclamar do que foi dito, apenas tenho um pouco de vontade de extrair um pouco de ordem do caos de discursos e de palavras

Os discursos

Afinal, qual foi o tom predominante dos discursos? O que os deputados realmente disseram? Pessoas mais liberais – no sentido de “não conservadoras” – e à esquerda reclamaram da enorme quantidade de termos religiosos (Deus ou mesmo “paz em Jerusalém”) e de menções personalistas, à família ou aos netos. Por outro lado, direitistas se incomodaram com as (poucas) citações a personalidades esquerdistas, como Marighela ou Che Guevara.

Com o software de análise qualitativa NVivo, eu pude tratar a transcrição dos discursos dos deputados e tentar encontrar algumas tendências.

Abaixo, nós podemos encontrar os termos que mais foram utilizados pelos deputados.

geral 2

Termos mais utilizados pelo conjunto dos deputados. 

Ao contrário do que a impressão sugeriria, não foram os termos que causaram maior ressonância que estiveram entre os mais citados pelos conjuntos dos deputados – com exceção da família. Termos como Brasil, país, povo, estado, brasileiro ou brasileiros se sobressaíram. O interessante, porém, é comparar o que disseram os deputados de acordo com seus votos.

Enquanto os votos pelo sim tenderam a destacar termos como Brasil, família, filhos ou corrupção, os deputados contrários ao impeachment tenderam a mencionar termos como democracia, golpe, trabalhadores e constituição, além de mencionarem o presidente supostamente corrupto da Câmara e ferrenho opositor de Dilma, Eduardo Cunha. Não obstante, há bastante sobreposição, como no termo “povo”, bastante utilizado pelos dois grupos. Abaixo, uma quantificação mais exata dos termos utilizados, sua frequência, bem como o percentual da fala dos deputados por eles ocupado.

sim - não

Termos mais citados pelos deputados contrários e favoráveis ao Impeachment.

Deus é apenas o 13º termo mais utilizado pelos parlamentares oposicionistas à Dilma e, embora também seja utilizado pelos então governistas, não aparece entre os 20 principais termos por estes utilizados. Entre os antigos governistas, também se destacam menções à Temer, o maior beneficiado do processo, além das menções à Cunha. Desta primeira análise, podemos concluir que os votos pelo sim,  em geral partindo de deputados centristas e direitistas, tendem a se focar em aspectos tradicionais (a pátria brasileira, o estado ou cidade de origem, família, Deus  e a religião, etc.) e emocionais (esperança). Apesar de a corrupção ser citada, poucos deputados citaram as assim chamadas pedaladas fiscais, o motivo formal do impeachment. Por sua vez, os votos dos deputados contrários ao impeachment tenderam a enfatizar aspectos legais (crime – alegando que não houve nenhum – constituição, golpe e  democracia).

Os partidos:

Uma análise interessante é a de cluster, que busca agrupar os partidos a partir das falas de seus deputados. Partidos cujos deputados tiveram falas parecidas estão mais próximos, enquanto aqueles que tiveram falas pouco parecida estão mais distantes. Abaixo o resultado em duas visualizações possíveis, à esquerda, em duas dimensões e à direita, em dendograma.

 

A primeira coisa que notamos é que há dois grandes agrupamentos: o menor, em defesa do governo, é composto por PT, PCdoB e PDT (círculo vermelho) e com o PSOL em sua proximidade. Por outro lado, o agrupamento de oposição foi composto pela maioria dos partidos (DEM, PSDB, PMDB, PSC, SD, PV, PSB e outros) e com alguns partidos “nanicos” menores, como PHS, PROS e PTN, ao seu redor. Por sua vez, uma série de partidos teve deputados com discursos diferentes dos dois grandes clusters, como Rede, PSL, PMB e outros.

Dentro do cluster de oposição ao governo, é interessante notar alguns agrupamentos menores, cujo discurso foi, de certa forma, correlacionado com seu histórico partidário. Temos um agrupamento da oposição clássica (DEM e PSDB), outro com o assim chamado “centrão” (com PMDB, PSD, PR, PRB e PTB), um cluster composto pelos populistas do PSC e do Solidariedade e um agrupamento improvável composto por PP e PSB. PV e PPS, que são os partidos oposicionistas ao antigo governo com um histórico mais esquerdista, estão um pouco afastados.

Abaixo temos algumas nuvens de palavras mais utilizadas pelos deputados de alguns partidos selecionados: o maior partido de então situação (PT) e o maior de oposição (PSDB). Também trago, para fins de comparação, os discursos dos deputados dos partidos que podem ser considerados os mais extremistas, o esquerdista PSOL e o direitista PSC.

A inferência de Lula:

Chamou-me a atenção uma frase que Lula teria dito assistindo à votação e publicada em alguns veículos da grande imprensa brasileira.

“Esses que começam falando em Deus, família, mãezinha e paizinho… Pode ter certeza de que votam contra nós”

(Lula, ex-presidente, sobre a votação do impeachment de Dilma)

Na hora, eu imaginei que Lula tinha razão, o discurso dos deputados era um grande preditor do seu voto final pelo sim ou pelo não. Quando algumas palavras eram citadas, a chance de o deputado votar “sim” ou “não” parecia crescer bastante. Seria, porém, possível verificar até que ponto isso é verdade? Como o desfecho a ser explicado (o voto) era binário (as possibilidades que importavam eram sim ou não) seria possível aplicar a técnica sobre a qual já escrevi aqui em outro texto, a regressão logística.

Grosseiramente, ela permite que nós calculemos o impacto de algumas variáveis preditoras (aqui, no caso, ter dito ou não certas palavras) sobre as chances de um desfecho (ser favorável ao impeachment), ao mesmo tempo, que controla o efeito dessas variáveis preditoras entre si. Assim, escolhi três palavras que imaginei que aumentariam a chance de algum deputado votar pelo impeachment, ao mesmo tempo em que escolhi três delas que poderiam diminuir essa chance. Algo mais ou menos na linha da imagem abaixo.

modelo

Modelo causal discursivo. Em azul, palavras que presumo que aumentam as chances de um deputado votar “sim” pelo impeachment, em vermelho palavras que presumi diminuírem essas chances. 

O resultado foi bastante interessante. Essas palavras podiam prever em até 56% as variações dos votos (um resultado bastante alto em ciências humanas. Em minha dissertação de mestrado, modelos bem mais sofisticados não chegaram a 30% de poder de predição). Abaixo o efeito, confirmando a “hipótese de Lula”.

resultados

Mencionar o termo “Brasil” aumentou em quase 300% a chance de um deputado votar favoravelmente ao impeachment de Dilma, enquanto mencionar o termo “família” fazia essa chance aumentar quase 200%. Por sua vez, mencionar termos como “golpe” ou “democracia”, quase zeravam as chances de alguém votar “sim” pelo impeachment, enquanto mencionar “constituição” as diminuía pela metade. Interessante que menções a “Deus” não foram  estatisticamente significativas. Isso ocorreu porque, apesar de o termo ter sido mais utilizado pelos então oposicionistas, ele também foi utilizado por defensores de Dilma, como mostra a tabela abaixo.

menciona Deus

Surpreende que, apesar das reclamações contra essas menções, que violariam o caráter laico do Estado Brasileiro, menos de 10% dos deputados citaram Deus. Dos deputados que votaram pelo impeachment, pouco mais de 11%, ao mesmo tempo em que pouco mais de 5% dos deputados favoráveis à permanência de Dilma o fizeram.

Certamente, cabem muitas outras análises e comparações (por região, por estado, por gênero, etc.), mas isso tornaria o artigo ainda mais longo. Portanto, ficamos por aqui.

Ainda sobre machismo e o ministério de Temer: addendum

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Gabinete de Margareth Thatcher, primeira-ministra do Reino Unido, no final dos anos 70.

O nosso recente texto  sobre o ministério de Michel Temer provocou uma série de questionamentos (dentre eles alguns ataques grosseiros de defensores do atual governo) sobre a metodologia que nós adotamos e sobre possíveis falhas de interpretação. Apesar de tudo, dois deles, em específico são interessantes e merecem resposta, vamos a eles.

Os partidos dos deputados deveriam ter sido levados em conta.

Este questionamento parte do pressuposto de que as mulheres se concentram nos partidos de esquerda, que votaram, em geral, contra o impeachment, e, logo, não teriam espaço no gabinete do ministério Temer naturalmente . Bem, eu já havia pensado nisso quando fiz o cálculo original, mas não vi nisso um motivo para alterar a análise, visto que não há muitas diferenças entre a composição por gênero de diferentes partidos do ex-governo e da ex-oposição (por exemplo, o PSDB tem 9,6% de deputadas mulheres contra 11,6% no PT). De qualquer forma, refiz os cálculos excluindo dos deputados os quatro partidos que orientaram o voto contra o impeachment (PT, PDT, PCdoB e PSOL).

temer 2 - observado

Como podemos observar, dos 418 deputados dos partidos restantes, 37 são mulheres. Agora, calculando os valores esperados, chegamos aos seguintes resultados (valores arredondados para exibição):

temer 2 - esperado

Aplicando a fórmula do qui-quadrado, obtemos um valor de 2,28, quase idêntico ao valor anterior, cujo cálculo não fazia o controle por partido. Este valor nos dá a mesma probabilidade de 87% de alguma ligação entre gênero e escolha dos ministros. Entretanto, assim como frisei no post anterior, este valor está abaixo do valor de ouro estatístico  de 95% de probabilidade. De qualquer forma, esse segundo cálculo nos permite afirmar que não é a ausência de mulheres nos partidos de sua base em comparação com o parlamento em geral que está levando à ausência de mulheres em seu ministério. Vamos agora à segunda objeção.

O gabinete de Thatcher, uma das mulheres mais poderosas do século XX, não tinha nenhuma mulher.

Como a foto que abre esta postagem demonstra, o gabinete da primeira-ministra britânica Margareth Thatcher (1979-1990) também era totalmente masculino. Apesar das divergências dentro da “teoria feminista” sobre se mulheres podem ou não ser machistas, soaria estranho acusar uma das mulheres mais “empoderadas” do século XX de “machista”. Bem, acontece que a participação feminina na política britânica do final dos anos 70 era ainda mais restrita do que a atual participação de mulheres na política brasileira. Infelizmente, os dados do Banco Mundial vão apenas até 1990, mas neles podemos ver a evolução da participação de mulheres nos parlamentos brasileiro e britânico nas últimas duas décadas.

mulher

No gráfico acima, notamos que tanto Brasil quanto Reino Unido tinham uma participação feminina na política bastante parecida no início dos anos 90, mas enquanto a deste país deu um salto naquela década, a brasileira cresceu muito mais devagar. Felizmente, achei esta matéria do jornal inglês The Guardian, com uma série de estatísticas sobre a composição da Câmara Baixa britânica (colocar no cálculo a hereditária e aristocrática Casa dos Lordes seria covardia) desde 1979, o ano inaugural da Dama de Ferro. Assim, descobrimos que, em 1979, mulheres eram apenas 3% da Câmara dos Comuns. Com este número, podemos aplicar o mesmo critério que aplicamos a Temer e Dilma à Thatcher e calcular o quanto a ausência de mulheres no gabinete desta última pode ser explicado pela ausência de mulheres no parlamento britânico de 1979 (uma realidade que eles deixaram para trás faz tempo, ao contrário de nós).

thatcher - observado

Os valores esperados, aplicando o mesmo critério dos casos anteriores seriam os seguintes: thatcher - esperado

Como podemos notar, podia-se esperar apenas uma mulher no gabinete de Thatcher. Assim, podemos calcular se essa diferença entre uma mulher esperada e nenhum observada pode ser atribuída, de alguma forma, a alguma discriminação de gênero.

Aplicando a fórmula do qui-quadrado ao gabinete de Thatcher, chegamos ao valor de 1,27, que por sua vez, nos dá uma probabilidade de relação de 74%, um valor bem mais distante do critério de 95% (ou 90% tomando-se um critério de p<0.1) do que os 87% encontrados no cálculo sobre o gabinete de Temer e um tanto mais próximo de uma probabilidade de 50%, um valor que não nos diz nada, visto é a probabilidade que uma moeda tem de dar “cara” ou “coroa” após ser jogada para cima (ou ainda, a probabilidade de um macaquinho acertar a resposta, caso perguntássemos para ele se existe relação ou não).

Bem, com isso, creio que a análise pela qual fui atacado continua válida, apesar de ser uma aproximação que está longe de se pretender definitiva.

 

 

PS: Ao contrário do que afirmamos no post anterior, este não foi o primeiro governo desde a redemocratização a estrear sem mulheres. Os governos de Sarney (1985) e Itamar Franco (1992) também o fizeram. Apesar disso, é de se notar que apenas os três governos não eleitos da Nova República tiveram gabinetes inaugurais compostos apenas por homens. E, CURIOSAMENTE, todos eles eram do PMDB. 

 

A Escolha do Gabinete de Michel Temer foi Machista?

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Gabinete do primeiro ministro canadense, Justin Trudeau, com composição de gênero igualitária.

A escolha, pelo presidente interino Michel Temer,  de um ministério composto apenas por homens suscitou uma série de questionamentos sobre um possível caráter “machista” ou “patriarcal” de seu governo. Levando em conta que mulheres são 50,6% da população brasileira (e também são maioria dos graduados no ensino superior, antes que se levantem argumentos sobre uma menor capacitação), fica realmente estranho um gabinete composto por 100% de homens. Ocorre que o gabinete de Dilma também ficava devendo na quantidade de mulheres. Seu primeiro gabinete no segundo mandato, de 2015, tinha apenas 4 mulheres entre 39 ministros, o que corresponde a pouco mais de 10% do total.  Quando comparamos ambos os gabinetes com a composição da população brasileira, notamos que mulheres sempre estiveram sub-representadas, embora, obviamente, ter algumas mulheres sempre pode ser visto como melhor do que não ter nenhuma.

Talvez o problema não esteja na escolha dos gabinetes em si, mas na baixa representação de mulheres na política brasileira. Na Câmara dos Deputados, há apenas 45 mulheres, o que corresponde a menos de 9% do total.  Quando consideramos Câmara e Senado, a proporção é levemente maior, mas não passa de 10% do total. Esse valor é realmente tão baixo? Qual é a proporção em outros países? Bem, vejamos o seguinte gráfico elaborado com dados do Banco Mundial:

probabilidade população

Proporção de Mulheres nos Parlamentos – Brasil e Regiões Selecionadas (Banco Mundial)

Na imagem acima é possível verificar que a proporção de mulheres no Parlamento Brasileiro se manteve praticamente estagnada nos últimos anos e muito abaixo da média mundial (atualmente em 22,9%). Também estamos bem abaixo da média de nossos vizinhos latino-americanos (27,9%) e da União Europeia (28,4%). O que é incrível, porém, é que perdermos de lavada para os países do Mundo Árabe (18,8%, um número que tem crescido desde a eclosão dos movimentos que ficaram condensados sob o rótulo de Primavera Árabe), amplamente conhecidos pela privação de direitos a que são submetidas as mulheres que lá vivem.

Levando em conta que os membros dos ministérios, normalmente, vêm do Parlamento, ou são indicados pelos partidos que dominam o Parlamento, é de se imaginar que a falta de mulheres no gabinete seja um reflexo da sua baixa representação na política de modo geral. Agora, mesmo levando em conta esta baixa representatividade, há mulheres no parlamento, enquanto no gabinete de Temer não há nenhuma. Qual é a probabilidade dessa diferença se dever ao machismo ou ser, de fato, aleatória, como defendem os apoiadores do governo?

Para responder a esta questão, vamos tentar nos valer da Estatística Inferencial. Existe um cálculo estatístico bastante simples chamado de teste do qui-quadrado.  Este teste é representado pela seguinte fórmula:

x² = ∑ [(o -e)²/e]

Não é necessário decorá-la, mas o teste, basicamente compara os valores que são observados na realidade com os valores esperados, que apareceriam, em um mundo ideal, caso não houvesse relação entre as variáveis – no caso gênero e presença no ministério e nos entrega uma probabilidade de a relação entre as variáveis ser aleatória ou não. Como chegamos a este número ideal? Bem, aqui temos a distribuição por gênero no ministério de Temer e na Câmara dos Deputados conforme foram observadas no primeiro dia de seu governo interino:

observado - temer

Para chegar ao valor esperado, basta dividir o total de cada categoria na coluna pelo total geral e, depois, em cada célula, usar o valor resultante e multiplicar pelo respectivo total de cada linha. Após este cálculo chegamos ao seguinte quadro:

esperado - temer

Se nossa hipótese de que o número de mulheres nos ministérios tem alguma relação com o número de mulheres no Parlamento, era de se esperar que houvesse ao menos duas mulheres na composição do gabinete de Temer, mas não é isso que ocorre. Bem, mas probabilidades são sempre gerais. Se você jogar uma moeda para cima 10 vezes, é de se esperar que haja várias vezes em que o resultado não seja meio a meio – às vezes vamos ter 6 caras e 4 coroas, outras 3 caras e 7 coroas. Essas variações são perfeitamente normais. Agora, se em 50 tentativas, uma moeda der coroa 45 vezes, temos um forte indício de que se trata de uma moeda viciada. Assim, aplicando a fórmula do qui-quadrado podemos identificar a probabilidade de essa diferença entre nenhuma mulher observada e duas mulheres esperadas é aleatória ou não.

Depois de feito o cálculo chegamos a um valor do quiquadrado de 2,251. Ele, por si só, não quer dizer nada, mas os estatísticos, há décadas, calcularam as probabilidades associadas a cada valor de quiquadrados para diferentes tamanhos de tabelas (no nosso caso uma tabela 2 x 2, ou com 1 grau de liberdade, na linguagem estatística). Esses cálculos estão amplamente disponíveis e existem mesmo sites que calculam a probabilidade (também chamada de valor p) associada a cada valor de quiquadrado. Bem, a partir do nosso valor, chegamos a uma probabilidade de apenas 13% de que a falta de mulheres no ministério de Temer seja aleatória. Ou seja, podemos afirmar que há uma probabilidade de 87% que o tenha havido, de fato, uma discriminação por gênero na escolha do Gabinete. Cabe lembrar, que, em estatística, se costuma dizer que um resultado é significativo apenas quando temos mais de 95% de probabilidade em uma relação, mas levando em conta que houve a presença de mulheres em todos os gabinetes ministeriais desde o final da Ditadura Militar, um valor de tal ordem pode ser intrigante.

Quando aplicamos a formula à Dilma, chegamos aos seguinte resultado: há uma probabilidade de 23% de favorecimento de Dilma às mulheres na composição de seu gabinete (levando, obviamente, em conta a composição do Parlamento), visto que a proporção de mulheres no primeiro gabinete do segundo mandato de Dilma era levemente superior àquela encontrada no parlamento:

probabilidade parlamento

Um resultado interessante e ilustrativo é quando fazemos o mesmo cálculo para Dilma e Temer levando em conta a proporção de homens e mulheres na população em geral. O resultado é o seguinte:

probabilidade população.png

Ou seja, apesar de que, quando levamos em conta a representatividade de gênero no Parlamento, Dilma se sai muito melhor do que Temer, quando levamos em conta a divisão mais equânime de gênero que ocorre na população em geral, o resultado é o mesmo para ambos os governos. As 4 mulheres entre 39 ministros de Dilma não a colocaram em melhor posição neste quesito.

Assim, cabe colocarmos maior evidência na baixa representatividade de mulheres na política brasileira, uma das maiores vergonhas nacionais.Quando passarmos de nossos vergonhosos 9% para uma proporção mais próxima daquelas das democracias avançadas, um gabinete ministerial composto apenas por homens nos soará como um anacronismo tão grande quanto a restrição ao direito de voto feminino, abolida, em nosso país, em 1932.

 

 

 

A Idealização do Passado e a Dissonância Cognitiva

Uma característica praticamente universal das sociedades humanas é a idealização do passado: o presente é sempre visto como um momento de declínio em relação a uma época dourada. Nossa sociedade moderna não escapa a isso e lamentações sobre o declínio do presente em relação ao passado podem ser rastreadas em praticamente todas as gerações intelectuais pelo menos até o Império Romano. Tal visão pode ser encontrada em praticamente todas as cores do espectro ideológico, mas atinge um grau mais elevado entre conservadores, na direita, e o que se tem chamado de “nova esquerda” ou esquerda “pós-moderna”. Geralmente, o passado é pintado com cores idílicas, um tempo em que os laços familiares e comunitários, valores morais e religiosos, uma alimentação mais saudável, um contato maior com a natureza e um trabalho menos alienante, uma cultura erudita ou popular autêntica, livre da cultura de massa criticada tanto por tradicionalistas de direita quanto por esquerdistas da Escola de Frankfurt, supostamente, permitiriam aos indivíduos o usufruto de uma vida mais significativa. Dependendo do ponto de onde vem a crítica, se culpa o capitalismo, a modernidade ou a liberalização dos costumes pela destruição desse belo cenário.

Apesar de quase sempre poder ser refutada pela reconstituição histórica e análise de dados empíricos de todo o tipo, quando tem algum fundo de verdade, essa visão se baseia na vida de uma minoria de ricos, esquecendo-se da dura vida da imensa maioria de pobres e da quase inexistente classe média.

Uma das passagens mais significativas que tratam da incompletude de qualquer idealização do passado é a que traduzo abaixo, do livro The Rational Optimist:

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Na metade do atual século, a espécie humana terá se expandido, ao longo de dez mil anos, de menos do que 10 milhões de indivíduos para algo próximo a 10 bilhões. Alguns destes bilhões ainda vivem na miséria e alguns sofrem tanto quanto os piores sofrimentos experimentados na Idade da Pedra. Alguns estão pior do que estavam a alguns meses ou anos atrás. Mas, a vasta maioria das pessoas é muito melhor alimentada, muito melhor abrigada, tem muito mais diversão a seu dispor, é muito mais protegida contra doenças e tem uma probabilidade muito maior de viver até a idade avançada do que seus ancestrais tiveram. A disponibilidade de quase tudo que uma pessoa pode querer ou necessitar cresceu continuamente nos últimos 200 anos e de forma errática ao longo de 10.000 anos antes disso: anos de vida, água limpa, ar puro, horas de privacidade, meios de viajar mais rapidamente do que você pode correr, meios de se comunicar mais longe do que você pode gritar. Mesmo levando em conta as centenas de milhões que vivem em pobreza abjeta, doença e necessidade, esta geração de seres humanos tem acesso a mais calorias, watts, horas de luz, metros quadrados, gigabytes, megahertz, anos-luz, nanômetros, toneladas por hectare, quilômetros por litro, “milhas de comida” (nota do editor: a distância média percorrida pela comida da produção até chegar ao seu prato), milhas aéreas e, claro, mais dólares do que qualquer geração anterior. Ela tem mais velcro, vacinas, vitaminas, calçados, cantores, novelas, processadores de frutas, parceiros sexuais, raquetes de tênis, misseis teleguiados e tudo o mais que se possa imaginar. De acordo com algumas estimativas, você pode comprar mais de 10 bilhões de produtos diferentes em Londres ou Nova Iorque.

Isso nem precisaria ser dito, mas é necessário. Há muitas pessoas hoje em dia que pensam que a vida era melhor no passado. Elas argumentam que não havia apenas simplicidade, tranquilidade, sociabilidade e espiritualidade no passado, valores que foram perdidos, mas virtude também. Essa nostalgia cor-de-rosa, preste atenção, é geralmente restrita aos mais ricos. É mais fácil render elogios à vida de um camponês quando você não precisa se limpar com sabugos.

Bem, até aqui, você poderia pensar que o progresso foi apenas material, em termos de consumismo, mas o progresso vai muito além disso, tocando diretamente aquilo que Amartya Sen chamou de capacidades, as nossas liberdades negativas e positivas que podem nos garantir uma vida plena.

Imagine-se em 1800, em algum lugar da Europa Ocidental ou do leste da América do Norte. A família está reunida em sua casa simples de madeira. O pai lê a bíblia em voz alta, enquanto a mãe prepara a refeição com carne e cebolas. O bebê recém-nascido está sendo embalado por uma de suas irmãs e o rapaz mais velho está despejando água de um jarro nas canecas de barro sobre a mesa. A sua irmã mais velha está alimentando o cavalo no estábulo. Lá fora, não há barulho de trânsito, não há traficantes de drogas e nem dioxinas ou radioatividade são encontradas no leite de vaca. Tudo é tranquilo e um passarinho canta do lado de fora da janela.

Por favor! Lembre-se que essa é uma das famílias mais remediadas do vilarejo, a leitura das Escrituras pelo pai é interrompida por uma tosse seca que pressagia a pneumonia que vai matá-lo com 53 anos – no que não é ajudado pela fumaça de madeira verde do fogo. (Ele tem sorte, a expectativa de vida era de menos do que 40 anos mesmo na Inglaterra, a mais desenvolvida nação de então). O bebê vai morrer da varíola que agora está o fazendo chorar. Sua irmã, em breve, se tornará propriedade de um marido bêbado. A água que o garoto está despejando nas canecas tem o gosto das vacas que bebem no riacho. A mãe é torturada pela dor de dente. O empregado do vizinho está engravidando a outra menina sobre a palha do estábulo neste exato momento e a sua criança será enviada a um orfanato. O ensopado preparado pela mãe é cinza e cartilaginoso e a carne que comem hoje é uma rara mudança do mingau de aveia cotidiano. Não há frutas ou saladas nesta estação. Para comer, os membros da família se valem de uma colher de madeira e de uma tigela do mesmo material. Velas custam muito caro, assim, todos comem à luz do fogo. Ninguém na família nunca viu uma peça, pintou um quadro ou ouviu um piano. A escola se resume a poucos anos de latim enfadonho ensinado por um sacristão fanático na Paróquia. O pai visitou a cidade uma única vez, mas a viagem lhe custou os rendimentos de uma semana e os outros membros da família nunca viajaram mais do que 20 quilômetros de sua casa. Cada filha possui dois vestidos, duas camisas de linho e um par de sapatos. O casaco do pai lhe custou um mês de salário, mas agora está infestado por piolhos. As crianças dormem de duas em duas em colchões de palha no chão. Quanto ao passarinho que canta lá fora, amanhã ele será caçado e comido pelo menino.

Se a minha família fictícia não é do seu gosto, talvez você prefira estatísticas. Desde 1800, a população do globo multiplicou-se por seis, enquanto a expectativa de vida média mais do que dobrou e a renda real das pessoas cresceu mais de 9 vezes em média. Tomando-se um período de tempo menor, em 2005, comparado com 1955, o ser humano médio do Planeta Terra ganhava cerca de três vezes mais (corrigido pela inflação), comia um terço a mais de calorias de comida, perdia três vezes menos de seus filhos para a mortalidade infantil e podia esperar viver um terço a mais. Ele tinha menos chances de morrer em resultado da guerra, assassinato, parto, acidentes, tornados, enchentes, fome, coqueluche, tuberculose, malária, difteria, tifo, febre tifóide, sarampo, varíola, escorbuto ou poliomelite. Ele tinha menos chances, em qualquer idade, de ter câncer, doenças do coração ou derrames. Ele tinha muito mais chances de ser alfabetizado e de ter concluído a escola. Ele tinha muito mais chances de ter um telefone, um banheiro com água corrente, uma geladeira e uma bicicleta. Tudo isto durante meio século no qual a população mais do que dobrou, e longe de estarem sendo racionados devido à pressão populacional, os bens e serviços disponíveis para as pessoas no mundo têm se expandido. Isso foi, por qualquer critério, uma surpreendente realização humana.

Se você ainda acha que tal descrição do progresso humano é demasiadamente material, em um próximo post, abordarei a questão do progresso moral.

“Não sei, sou de humanas”: cursos universitários e grupos ideológicos

Um dos grandes motivos de discussões acaloradas no Facebook, juntamente com as discussões entre “coxinhas” e “petralhas”, “biscoito” e “bolacha” é a briga entre “humanas” (a categoria nativa parece incluir apenas o “núcleo duro” das humanas, além de algumas sociais aplicadas, como jornalismo e, por vezes, direito) e “exatas” (qualquer curso que tenha cálculo, mesmo que seja, epistemologicamente, tão de “humanas”, quanto os cursos dos CFHs da vida, como administração e economia). Na minha universidade, a UFRGS, um dos momentos do ano onde essas rivalidades extrapolam o Facebook e chegam aos corredores é a anual eleição do diretório central dos estudantes (DCE). Há cerca de 10 anos, o DCE da UFRGS é disputado por grupos ligados ao direitista PP e ao esquerdista PSOL, sendo que, na maioria dos anos, o PSOL vence, embora tenham ocorrido algumas vitórias da chapa do PP, como em 2009 e 2013. Cabe mencionar também que as eleições são marcadas por acontecimentos dignos da República Velha, como corredores poloneses em torno das urnas, militantes armados com bastões, roubos de urnas e de atas, dentre outras incivilidades. Não por acaso, as eleições também são chamadas de “gincanas” eleitorais e a imensa maioria dos estudantes, por vezes, quase 90%, não participa das votações, dado o baixo nível geral das campanhas.

Bem, neste ano concorreram 5 chapas, sendo elas ligadas aos seguintes grupos:

Chapa 1: Partido Comunista Revolucionário (PCR) e PCB.

Chapa 2: Coletivo Barricadas (uma dissidência do PSOL)

Chapa 3: PT e PCdoB

Chapa 4: PP (o deputado estadual gaúcho, Marcel Van Hatten, fez carreira política no movimento estudantil da UFRGS)

Chapa 5: PSOL e PSTU (situação).

A chapa 5 foi reeleita e os resultados podem ser consultados aqui.

Não foi para falar de eleição de DCE, porém, que eu escrevo esta postagem, mas sim para, a partir dos resultados das diferentes chapas nas urnas de cada curso, tentar entender o perfil ideológico da universidade. O tipo de dado resultante dessa eleição, separado por urna de curso, se presta a um tipo de análise chamada “analise fatorial”. A ideia da análise fatorial é reduzir um conjunto de variáveis quantitativas (os votos de cada chapa por urna, por exemplo) em um conjunto menor de variáveis (chamados de “fatores”), seja como um fim em si mesmo (por exemplo, como faremos aqui, entendendo como elas se agrupam) ou então para facilitar seu uso em uma regressão (neste caso, ao invés de termos, digamos, umas 30 variáveis, teríamos só 2 ou 3, o que torna a análise mais fácil e intuitiva).

Essa análise requer uma série de passos e pressupostos que não irei desenvolver aqui, onde me focarei em entender os resultados. Inicialmente, faremos uma análise fatorial utilizando as chapas como variáveis e as urnas como casos, temos as 6 variáveis (as 5 chapas e os votos em branco) agrupados da seguinte forma:

fatores chapas

Votos nulos foram excluídos por questões técnicas (comunalidade)

Notem que um dos fatores criados foi o que eu chamei de “extrema-esquerda”, agrupando as três chapas de extrema (PSOL, Barricadas e PCB), enquanto outro agrupa as chapas do PP e do PT, além dos votos em branco. Achei interessante este resultado, pois demonstra que os estudantes que votam em chapas do PP também podem votar em chapas do PT, e vice-versa, apesar das distâncias ideológicas entre os dois partidos foram da universidade. Por isso resolvi chamar esse fator de “centrão”, para identificar aqueles estudantes interessados em propostas mais “pragmáticas” e menos na “luta” defendida pelas chapas de extrema-esquerda.

De forma gráfica, esses fatores podem ser visualizados da seguinte maneira: chapas1

A primeira coisa que chama a atenção é a enorme proximidade entre as chapas de extrema esquerda, muito maior do que a proximidade entre as chapas do fator “centrão”. Isso indica que elas disputam exatamente os mesmos votos. Inclusive, a chapa do PT está a cerca de um terço do caminho entre as chapas do PP e as chapas de extrema-esquerda. A inclusão dos votos em branco neste fator parece indicar que os estudantes que tendem a votar em branco são também aqueles menos interessados em votar nas eleições do DCE, menos interessados na “luta” e mais em “propostas pragmáticas”, o que parece ser o caso da maioria dos eleitores das chapas do PP e do PT, em menor grau.

Após verificarmos como as chapas se agrupam, vamos entender como isso acontece com os cursos. Neste caso, tomando as chapas como casos e os cursos / urnas como variáveis, chegamos a três fatores:

fatores urnas

Urnas excluídas por questões estatísticas: farmácia (comunalidade), FABICO, Prédio do cálculo/prédio novo do IFCH, Direito e Administração (“estrutura complexa”).

Neste caso, os fatores representaram três agrupamentos ideológicos de cursos:

  1. Cursos que tendem a votar na extrema-esquerda: anexo da saúde (psicologia, comunicação), educação física, fisioterapia e dança, teatro, biologia marinha, matemática, enfermagem, odontologia, física, letras, química, artes e educação, além das “true humanas” (filosofia, ciências sociais e história), claro.
  2. Cursos que tendem a votar na chapa do PP (centrão 1): informática e engenharias.
  3. Cursos que tendem a votar na chapa do PT (centrão 2): primeiros semestres dos cursos da saúde, economia, veterinária e arquitetura.

De forma gráfica, podemos visualizar esses agrupamentos ideológicos da seguinte forma: urnas1

Pelo menos tomando por base esses dados, parece que a separação “ideológica” entre os cursos não segue exatamente a divisão humanas / exatas (mesmo se entendermos essa dicotomia em sua categoria nativa de cursos sem e com cálculo), mas é mais complexa. Apesar de os cursos onde a chapa do PP vença sejam de exatas, a extrema esquerda também vence em vários cursos dessa área, como química e matemática, além de vencer em quase todos os cursos da saúde.

Existe a “solidão da mulher negra”? Uma aproximação a partir da PESB.

Um dos assuntos que mais tem me chamado a atenção nas redes sociais nos últimos meses são os constantes ataques a perfis de homens negros “bem sucedidos” que namoram mulheres brancas (ou mesmo orientais) e são acusados de “palmitagem” (um termo de certa forma racista, por chamar mulheres brancas de “palmito”, que indicaria que homens negros bem sucedidos procuram mulheres brancas para “exibi-las” como um “troféu” resultante de sua acensão social). Além da acusação de “palmitagem”, esses homens negros também são acusados de “causarem a solidão da mulher negra”, ao preferirem ficar com brancas, uma acusação que tem sido recorrente entre a militância do movimento negro feminino virtual. Exemplos podem ser encontrados aqui, aqui e aqui.

Bem, isso passou a motivar minha curiosidade de verificar se este suposto fenômeno pode ser capturado pela via estatística, através de grandes levantamentos de dados. Uma alternativa óbvia seria a PNAD, que é uma amostra bem ampla da população brasileira. Quem já trabalhou com ela, sabe o quanto ela pode ser útil, mas o quanto é trabalhoso extrair os microdados, necessários para esse tipo de análise, pois eles são disponibilizados pelo IBGE em formato .txt e rodá-los em um software estatístico como R, SPSS, ou mesmo Excel, envolve bastante trabalho. Assim, eu preferi escolher um banco com o qual já tenho bastante afinidade, o da Pesquisa Social Brasileira de 2002, que possui uma amostra bastante significativa da população brasileira de então. Esses dados foram utilizados para embasar, entre outras, obras como A Cabeça do Brasileiro.

Bem, inicialmente, eu construí uma variável sobre a “solidão”, dicotomizando o estado civil dos indivíduos maiores de 18 anos (a pesquisa entrevistou apenas maiores de idade), colocando solteiros, divorciados, desquitados e separados de um lado e casados, “amancebados”, em união estável e viúvos (acredito que faça mais sentido colocá-los aqui, pois, teoricamente eles já foram casados e seu estado atual de “solidão” não depende de uma separação, mas da contingência da morte) de outro. Cruzando essa variável sobre a solidão com a cor dos entrevistados e seu gênero temos o seguinte resultado.

solidão

N = 2335, Significância do quiquadrado – homens: 0,895 – mulheres: 0,034.

Uma primeira associação que chama a atenção é que mulheres de todas as raças tendem a ser mais “solitárias” do que os homens do ponto de vista “conjugal”. Se as diferenças entre homens brancos e negros não são significativas, mulheres negras tendem a ser mais de 10 pontos percentuais “solitárias” do que mulheres brancas e pardas.

Relações causais, porém, não podem ser derivadas de simples correlações, mulheres negras (“pretas” na classificação oficial) podem ser mais “solitárias” do que mulheres brancas e pardas por uma série de outras variáveis ocultas (escolaridade, renda, idade, local de moradia, etc.) que estão superestimando o efeito da raça (por exemplo, ao cruzarmos o tamanho da circunferência da barriga entre homens com o grau de queda de seus cabelos, provavelmente, teremos uma associação significativa, o que pode levar pessoas apressadas a concluírem que a gordura está causando a calvície, ou vice-versa, quando, na verdade, o aumento do peso e a queda dos cabelos estão, ambas, sendo causadas por uma terceira variável, oculta, não incluída na associação, a idade).

Uma das formas de lidar com isso, é através da análise de regressão, neste caso, a regressão logística, que é bastante usado na área da saúde para entender o que pode influenciar o aparecimento de uma doença, por exemplo, “comer tomate diminui em tantos % a chance de ter câncer de próstata”, a diferença é que usei como variável dependente (aquela que queremos explicar), ao invés do aparecimento de uma doença, a “solidão”. Como é um modelo multivariado, é possível controlar os efeitos das variáveis já incluídas na equação (por exemplo, negras podem ser mais solitárias não pelo fato de serem negras, mas pelo fato de serem pobres). Como variáveis independentes (que buscam explicar o efeito da variável dependente), utilizei gênero, cor ou raça, idade, renda mensal individual, região do país de residência e anos de escolaridade. O resultado está resumido abaixo:

solidão

Efeitos estatisticamente significativos em vermelho. Categorias de referência nas variáveis politômicas categóricas: mais de 20 SM (renda mensal individual), norte (região do país), branco (raça). Significância Wald: 0,000. Pseudo R² (Negelkerke): 0,178.

Além de incluir os efeitos isolados da raça e do sexo, criei uma variável sobre a interação de ser mulher e negra, pressupondo que a opressão de ser mulher negra não se reduz às opressões de gênero e de raça, mas tem algum componente a mais, relacionado ao fato de ser mulher E negra ao mesmo tempo.

Nota-se, porém, que o efeito da cor ou raça não é estatisticamente significativo em nenhum dos casos. O que parece melhor explicar a “solidão” são outras variáveis:

  1. ser mulher: mulheres, independentemente da cor, tendem a ser mais “solitárias” do que homens. O aumento da chance é de 27%.
  2. Morar no sudeste: moradores do sudeste têm 67% mais chances de “sofrerem de solidão” do que moradores do norte. Eu imagino que tal fato está relacionado com a vida urbana mais desenvolvida do Sudeste, onde não pesam tantas pressões sobre os indivíduos para a constituição de uma família como no interior do Brasil.
  3. A idade: cada ano a mais de vida diminui as chances de solidão em cerca de 4%. Isso é meio óbvio, a cada ano que passa, aumentam as chances de encontrar a “metade da laranja”.
  4. A escolaridade: cada ano a mais de estudo aumenta em cerca de 10% as chances de ser “solitário”. Isso pode ser resultado do fato de que, com o aumento da escolaridade, obrigações acadêmicas e profissionais podem levar à postergação dos anseios em se constituir família.
  5. Apesar de a renda não se mostrar significativa do ponto de vista estatístico (com exceção da categoria “até 1 SM”), uma relação quase exponencial existe entre a renda individual e as “chances de solidão” (com exceção da categoria “sem renda”, onde o efeito não é tão acentuado). Quanto menor a renda, maiores as chances de “sofrer de solidão”, o que indica que homens e mulheres com alta renda tendem a ser mais valorizados no mercado matrimonial, independentemente de sua cor ou raça.

Ou seja, mesmo com uma amostra robusta, não foi possível estabelecer nenhuma relação de causalidade entre cor ou raça e a “solidão” no “mercado matrimonial”. Outras variáveis, que não a cor ou raça, parecem explicar muito melhor os casos de “solidão”, ao contrário do que pregam algumas das blogueiras citadas no começo desta postagem.

O nível de corrupção depende do tamanho do Estado?

menos estado

Jovens conservadores relacionando tamanho do Estado e corrupção.

Um dos principais argumentos da direita brasileira para explicar a corrupção no Brasil a relaciona com o tamanho de nosso Estado, teoricamente grande demais. Muitos desses argumentos são sintetizados por um dos intelectuais orgânicos da direita liberal-conservadora brasileira, em livro bastante divulgado pela imprensa, após denúncias de corrupção envolvendo os processos de privatização de estatais nos anos 90 (não é objetivo deste texto discutir se as privatizações são boas ou ruins e a suposta corrupção no processo de privatização brasileiro).

Bem, de fato, o Estado brasileiro é relativamente grande, não em relação aos países ricos, mas em relação aos países de renda média, como é o nosso caso. Enquanto nos demais países latino-americanos, a carga tributária varia entre 20% e 30% do PIB, no caso brasileiro, o valor chega a cerca de 35% (nos países ricos, dificilmente a carga baixa de 38%, 40% do PIB. Os EUA são uma exceção com uma carga de cerca de 26% do PIB, mas com gastos públicos que chegam a cerca de 40%, financiados, sobretudo com déficits e emissão de moeda, e não com impostos). Apesar de alto, este valor se manteve relativamente estável nos últimos anos. Grande parte de seu crescimento foi registrado nos anos 90 e começo dos anos 2000, quando, devido às taxas de juros praticadas no momento de estabilização econômica e incorporação das dívidas dos estados, o serviço da dívida (juros, amortizações, etc.), a dívida pública explodiu.

Carga tributária brasileira

serviço da dívida

Serviço da dívida como % do PIB. Fonte: Banco Mundial.

Bem, medir o tamanho do Estado é relativamente fácil. E quanto à corrupção? O indicador mais utilizado neste sentido é o da ONG Transparência Internacional, que elabora o Índice de Percepção da Corrupção, que varia de 0 a 100. Quanto mais próximo de 0, maior a corrupção, quanto mais próximo de 100, menor a corrupção.

Percpeção da Corrupção. Fonte: Transparência Internacional, 2014.

Percepção da Corrupção. Fonte: Transparência Internacional, 2014.

Notamos que enquanto países como Canadá, Austrália, Nova Zelândia e países nórdicos ocupam as melhores posições, países como Venezuela, do norte da África e do Oriente Médio amargam as piores posições. O Brasil encontra-se em uma posição intermediária, com um nível de corrupção semelhante a de países do sul da Europa, como Itália e Grécia, mas distante ainda dos melhores colocados na América Latina, Chile e Uruguai, embora acima da média do continente.

Certo, mas existe uma relação entre tamanho do Estado e o nível de corrupção de um país? Ora, “quanto maior o estado, maiores as chances de corrupção, pois mais possibilidades ela teria para se desenvolver”, diriam os liberais. Um primeiro teste simples para testar esta hipótese é a correlação entre a pontuação no ranking da Transparência Internacional e o tamanho do Estado de cada país, medido pela carga tributária (dados do FMI, relativos a 2014). Este teste mede a força de associação entre duas variáveis e pode variar de -1 (correlação negativa, ou seja, quando uma variável aumenta, outra diminui) a +1 (correlação positiva, ou seja, quando uma aumenta – ou diminui – a outra também aumenta – ou diminui). Um valor próximo a 0 indica ausência de relação.

Levando em consideração os 166 países para os quais ambos os dados estavam disponíveis, chegamos a um valor de 0,551 (detalhe técnico para quem se interessa por estatística: correlação de Spearman, altamente significante, p> 0,001). Isso indica que a tendência é que baixas taxas de corrupção (lembre-se, quanto maior a pontuação do país, menor a corrupção) estão bastante  associadas a um Estado grande, enquanto Estados menores costumam ter taxas mais elevadas de corrupção). Visualmente, a tendência é a seguinte:

Relação entre tamanho do Estado e Corrupção. Linhas de tendência e valores da equação. Fonte: Elaboração própria a partir de dados da Transparência Internacional e do FMI.

Relação entre tamanho do Estado e Corrupção. Linhas de tendência e valores da equação. Fonte: Elaboração própria a partir de dados da Transparência Internacional e do FMI.

Os valores indicados à direita referem-se ao valor da regressão (tecnicamente, coeficiente de determinação), ou seja, quanto da melhora na pontuação da Transparência Internacional pode ser predita pelo tamanho do Estado. Dependendo do modelo utilizado, os valores variam de 29,8% a 32,4%, o que pode ser considerado um valor considerável.

Todos os modelos indicam que longe de a corrupção estar associada com um Estado grande, ela está associada com Estados menores e mais fracos, como indicam as linhas de tendência, todas elas positivas. Diferentemente do que diz a ideologia liberal-conservadora da moda, provavelmente são outros fatores (institucionais e culturais) e não o tamanho do Estado, que explicam o quanto um país é corrupto. Apesar de termos uma carga tributária relativamente elevada para os padrões da América Latina, também temos uma das menores taxas de corrupção do continente (embora ainda muito atrás daquelas encontradas nos países desenvolvidos).