Fichamento: Measuring Elite Capture of the Education Earnings Premium: The Carnoy index
Lichand et al. (2026)
Lichand, G., Takeuchi, T., Perpétuo, M. E., & Soares, P. (2026). Measuring Elite Capture of the Education Earnings Premium: The Carnoy index.
Última atualização: 2026-04-19 Modelo: Claude 3.7 Sonnet (Anthropic) Gerado em: 2026-04-19T21:15:00-03:00
Abstract (p. 1)
0.1 Apresentação do índice Carnoy [§1–§2]
O artigo propõe um novo indicador – o índice Carnoy – para mensurar a captura, por grupos de elite, do prêmio salarial acumulado da educação ao longo do tempo. O índice é definido como a parcela do prêmio educacional acumulado que a elite aufere em excesso em relação a outros grupos sociais. Os autores argumentam que medidas tradicionais de desigualdade educacional concentram-se apenas em diferenças contemporâneas, frequentemente restritas à população em idade escolar, negligenciando o fato de que grupos elitizados tiveram acesso mais precoce e amplo a oportunidades educacionais de maior qualidade, justamente quando os retornos econômicos da educação eram mais elevados.
O artigo desenvolve uma metodologia para calcular o índice a partir de dados de pesquisas domiciliares harmonizadas pelo IPUMS International, abrangendo doze países e territórios no período 1980–2012 (N = 1,6 bilhão de observações). As aplicações ilustrativas consideram as dimensões de riqueza, raça e gênero, nos níveis primário, secundário e pós-secundário. A principal contribuição é operacionalizar o conceito de captura de elite por meio de um indicador sintético que combina diferenças históricas e contemporâneas no acesso aos retornos econômicos da educação.
1 Introdução (pp. 2–3)
1.1 O problema das desigualdades educacionais contemporâneas e a metáfora das duas crianças [§1–§3]
O primeiro parágrafo estabelece o ponto de partida normativo do artigo: diferenças contemporâneas no acesso à educação de qualidade violam o direito de crianças e jovens de grupos desfavorecidos de participar plenamente da sociedade democrática, em consonância com a Convenção das Nações Unidas sobre os Direitos da Criança. No entanto, os autores introduzem uma crítica fundamental: as desigualdades presentes não capturam todas as fontes de inequidade que afetam a experiência educacional.
Para ilustrar essa insuficiência, o texto recorre à imagem de duas crianças de grupos sociais distintos que, embora estejam na mesma sala de aula e recebam a mesma instrução, enfrentam inputs domésticos radicalmente diferentes: pais com maior escolaridade possuem mais livros em casa e conseguem auxiliar nas tarefas escolares; famílias de renda mais alta podem custear atividades extracurriculares e não pressionam os filhos a contribuir para a subsistência familiar. Essas diferenças moldam aspirações e expectativas de professores e diretores, com consequências profundas para as trajetórias educacionais. O exemplo dos kibutzim israelenses, onde mudanças na remuneração adulta alteraram imediatamente o esforço e as escolhas educacionais dos adolescentes, evidencia o mecanismo causal: as perspectivas de retorno econômico da educação afetam as decisões de investimento educacional.
A conclusão desse raciocínio é que sociedades desiguais são produto tanto de desigualdades educacionais passadas quanto presentes. Do ponto de vista das duas crianças da metáfora, as inequidades atuais podem ser rastreadas até diferenças históricas no acesso à educação entre grupos sociais ou até diferenças contemporâneas na remuneração associada ao mesmo nível educacional.
1.2 Necessidade de um novo indicador e sua inspiração em Martin Carnoy [§4–§6]
A mensuração da desigualdade educacional exige, portanto, contabilizar o estoque acumulado de trabalhadores de diferentes grupos que se beneficiaram historicamente dos retornos da educação e continuam a se beneficiar hoje. Em contraste, outras métricas – como o Índice de Oportunidades Humanas ou as desigualdades de aprendizagem no PISA – concentram-se exclusivamente em diferenças contemporâneas no acesso ou na qualidade educacional da população em idade escolar.
O índice Carnoy é apresentado como a fração do prêmio salarial acumulado que as elites “capturaram” ao longo do tempo em excesso ao que outros grupos acumularam. A terminologia homenageia o artigo seminal de Martin Carnoy (1972), que conjecturou que as elites historicamente desfrutaram de retornos educacionais excepcionais ao limitar o acesso de outros grupos à educação, especialmente nos estágios iniciais, quando o prêmio salarial era tipicamente muito mais alto. Os autores documentam, com base nos dados de doze países, que as elites de fato obtiveram maior escolaridade muito antes dos demais grupos (Figuras 2 e 3, e C.3 a C.8) e que o prêmio médio da educação declinou ao longo do período analisado (Figura C.2). O exemplo brasileiro é emblemático: o prêmio do ensino fundamental caiu de 142% em 1980 para 53% em 2010; o do ensino médio, de 223% para 91%; e o do ensino superior, de 541% para 336%.
1.3 Contribuição do artigo e operacionalização do conceito [§7–§9]
A principal contribuição do artigo é operacionalizar a definição de captura de elite por meio do índice e propor uma metodologia para calculá-lo a partir de dados de household surveys. Um índice Carnoy positivo pode resultar de três fontes: (i) maior escolaridade histórica das elites (especialmente em períodos de prêmio mais elevado); (ii) prêmio salarial mais alto para as elites com a mesma escolaridade (devido a diferenças na qualidade da educação ou discriminação salarial); ou (iii) uma combinação de ambos. O caráter multiparamétrico do índice – sensível tanto a diferenças de attainment quanto de prêmio – alinha-se com a pesquisa recente sobre mensuração precisa de desigualdades (Blesch, Hauser & Jachimowicz, 2022).
As aplicações ilustrativas revelam dois insights inéditos. Primeiro, em todos os países analisados, a captura de elite é muito maior nos níveis fundamental e médio do que no superior, pois o acesso à universidade é um privilégio recente até mesmo para as elites, limitando o escopo para diferenças de attainment nesse nível. Segundo, na maioria dos países, a captura de elite por gênero supera a captura por raça, impulsionada pelas grandes diferenças de remuneração esperada para o mesmo diploma entre homens e mulheres, incluindo aquelas devidas a diferenças na participação na força de trabalho.
Uma decomposição aditiva simples do índice – separando a contribuição das desigualdades de escolaridade e das desigualdades no prêmio salarial – permite compreender as fontes das inequidades educacionais e o impacto de políticas públicas. A comparação entre Brasil e México entre 1980 e 2010 ilustra como reformas educacionais podem ter influenciado essas dinâmicas.
2 Definição (pp. 4–6)
2.1 Formulação simplificada e ilustração [§1–§4]
Por razões pedagógicas, os autores introduzem uma definição simplificada do índice Carnoy que abstrai da heterogeneidade do prêmio salarial entre grupos:
\[ Carnoy^{*}(k,l,c,T) = 100\times \frac{\sum_{t = t_{0}}^{T}\Delta_{k l t}(s_{k l t}^{e} - s_{k l t}^{r})}{\sum_{t = t_{0}}^{T}\Delta_{k l t}} \]
Onde \(k\) é a localidade, \(l\) o nível educacional, \(c = \{e,r\}\) a comparação social (elite versus grupo de referência), \(\Delta_{k l t}\) é o prêmio salarial médio associado ao nível \(l\) no ano \(t\), e \(s_{k l t}^{c}\) é a proporção da população adulta do grupo \(c\) com o nível \(l\) no ano \(t\). O índice representa a fração do prêmio acumulado capturada pela elite “em excesso” ao que o grupo de referência acumulou. A Figura 1 (painéis c–e) ilustra graficamente o cálculo.
Por inspeção, essa formulação simplificada equivale a uma média ponderada das diferenças de escolaridade entre elite e grupo de referência ao longo do tempo, tendo o prêmio salarial médio de cada período como peso. Isso reflete a ideia de que diferenças de escolaridade são mais importantes em períodos em que o prêmio era mais alto. O índice está contido no intervalo \([-100, 100]\), onde os extremos correspondem a cenários em que o prêmio acumulado coube exclusivamente ao grupo de referência ou exclusivamente à elite.
2.2 Formulação geral e decomposição [§5–§7]
Na prática, não há razão para supor homogeneidade do prêmio salarial entre grupos. A definição geral do índice Carnoy é:
\[ Carnoy(k,l,c,T) = 100\times \frac{\sum_{t = t_{0}}^{T}s_{k l t}^{e}\Delta_{k l t}^{e} - s_{k l t}^{r}\Delta_{k l t}^{r}}{\sum_{t = t_{0}}^{T}\Delta_{k l t}^{r}} \]
Onde \(\Delta_{k l t}^{c}\) é o prêmio específico do grupo \(c\). Para facilitar a intuição, a expressão pode ser reescrita como:
\[ Carnoy = Carnoy^{*} + 100\times \frac{\sum_{t = t_{0}}^{T}\Delta_{k l t}\left[s_{k l t}^{e}\left(\frac{\Delta_{k l t}^{e}}{\Delta_{k l t}} -1\right) + s_{k l t}^{r}\left(1 - \frac{\Delta_{k l t}^{e}}{\Delta_{k l t}}\right)\right]}{\sum_{t = t_{0}}^{T}\Delta_{k l t}} \]
Se \(\Delta_{k l t}^{e} = \Delta_{k l t}^{r} = \Delta_{k l t}\), então \(Carnoy = Carnoy^{*}\). Se o prêmio da elite for maior (\(\Delta_{k l t}^{e} > \Delta_{k l t}^{r}\)), então \(Carnoy > Carnoy^{*}\). A diferença entre as duas formulações também é uma média ponderada, mas agora as diferenças de prêmio são ponderadas por períodos em que (i) a escolaridade era mais alta e (ii) o prêmio médio era mais baixo (pois a magnitude relativa das diferenças de prêmio importa mais quando representa uma fração maior do prêmio médio). Se não houver diferenças de escolaridade (\(s_{k l t}^{e} = s_{k l t}^{r} = s_{k l t}\)), a inequidade educacional se resume à razão entre a desigualdade de rendimentos e o prêmio médio, escalada pela parcela da população com aquele nível educacional.
Ao contrário da versão simplificada, a expressão geral não está necessariamente contida em \([-100, 100]\).
2.3 Propriedades do índice [§8–§9]
Os autores discutem propriedades básicas do índice Carnoy em comparação com outras medidas de desigualdade, inspirados na discussão de Bourguignon (1979). O índice satisfaz:
- Homogeneidade de grau zero: invariante a mudanças escalares na distribuição de renda, pois os prêmios são calculados em percentuais.
- Invariância à replicação: idêntico para quaisquer pares de grupos com histórias idênticas de escolaridade e prêmio.
- Condição de Pigou-Dalton: se a escolaridade ou o prêmio forem transferidos da elite para o grupo de referência, o índice diminui.
- Monotonicidade: se um grupo tem escolaridade ou prêmio menor que outro, o índice com o primeiro como referência será maior.
- Decomponibilidade (em algumas versões): o índice por raça e gênero é decomponível – transferências dentro de partições da população que preservam a desigualdade não alteram o índice agregado, pois essas versões não são baseadas em rank. O índice por riqueza não satisfaz essa propriedade.
O índice não satisfaz simetria (ou anonimato): a identidade dos agentes importa, pois o índice é baseado em grupos, violando a regra de anonimato de medidas como o Gini.
3 Dados e Computação (pp. 7–13)
3.1 Fontes de dados e disponibilidade [§1–§4]
Os autores utilizam dados harmonizados do IPUMS International, que reúne censos e pesquisas domiciliares de diversos países e períodos. O IPUMS emprega software para verificar consistência e editar os dados, com auxílio de aprendizado de máquina. O foco recai sobre os doze países e territórios com dados harmonizados sobre rendimentos, gênero, raça e condições domiciliares para pelo menos um ano entre 1980 e 2012: Brasil, Canadá, República Dominicana, Indonésia, Jamaica, México, Panamá, Porto Rico, África do Sul, Trinidad e Tobago, Estados Unidos e Venezuela.
A amostra é restrita a indivíduos de 25 a 55 anos, para evitar viés de seleção diferencial entre grupos (jovens ainda podem estar na universidade; idosos podem já estar aposentados). O conjunto de dados harmonizado compreende 1,6 bilhão de observações. O Apêndice C documenta a disponibilidade de dados por país e ano.
3.2 Definição dos grupos de elite e referência [§5–§10]
O índice exige definir quem são os grupos de elite e de referência. Três definições naturais são exploradas:
- Riqueza: contrasta os 10% mais ricos (top 10%) com os 90% mais pobres da distribuição de riqueza imputada.
- Raça/etnia: contrasta brancos com todas as outras categorias (não brancos).
- Gênero: contrasta homens com mulheres.
Para a comparação por riqueza, os autores realizam uma análise de componentes principais (PCA) sobre variáveis de características domiciliares e posse de bens (propriedade de terra e imóvel, materiais das paredes e telhado, número de cômodos, banheiros, acesso a água encanada, esgoto, eletricidade, coleta de lixo, posse de geladeira, freezer, fogão, máquina de lavar, televisão, computador, automóvel, etc.). O primeiro componente principal gera um índice escalar padronizado de riqueza domiciliar. A elite é definida como os indivíduos em domicílios no decil superior dessa distribuição. Apenas nove dos doze países possuíam informações suficientes para a imputação de riqueza; a consistência das variáveis ao longo do tempo é limitada (apenas propriedade do imóvel, acesso a água, eletricidade, esgoto, número de cômodos e combustível moderno para cozinhar estão disponíveis em mais de 80% dos conjuntos de dados).
Para raça/etnia, os autores recorrem a variáveis de raça autodeclarada ou atribuída pelo enumerador no IPUMS. Quando a variável de raça não está disponível, utilizam-se proxies: no México e na Venezuela, língua indígena (branco = não fala língua indígena); em Trinidad e Tobago, etnia (branco = indo-trinitário); na Bolívia, pertencimento a grupo indígena; no Panamá, etnia indígena. A Tabela C.2 resume o dicionário de variáveis alternativas.
Para gênero, a informação está disponível para todos os países, e a elite é definida como homens, com mulheres como grupo de referência.
3.3 Cálculo da escolaridade por grupo [§11–§12]
A variável de escolaridade do IPUMS indica o nível mais alto completado, harmonizado em categorias: menos que primário completo, primário completo, secundário completo, universitário completo. Os autores computam, para cada país \(k\), a proporção da população de 25–55 anos de cada grupo social \(c\) que completou pelo menos o nível \(l\) em cada período \(t\). As estimativas consideram pesos amostrais.
3.4 Cálculo dos prêmios salariais médios e por grupo [§13–§16]
O prêmio educacional é tipicamente estimado por regressões mincerianas, mas os autores optam por calcular o prêmio médio (e não marginal) – a diferença média de rendimentos entre indivíduos com o nível \(l\) e aqueles abaixo desse nível. Duas razões justificam essa escolha: (i) praticidade – estimar regressões seria mais intensivo em dados e reduziria o conjunto de países analisáveis; (ii) conceitual – da perspectiva das crianças na metáfora inicial, retornos médios são mais significativos do que retornos marginais complexos para imaginar trajetórias futuras.
O prêmio médio é calculado como:
\[ \overline{W_t}(l) = \frac{1}{N}\sum_{i=1}^{N}\alpha_{it}W_{it}, \quad \text{se } i \in l \] \[ \text{Prêmio} = \frac{\overline{W_t}(l) - \overline{W_t}(j<l)}{\overline{W_t}(j<l)} \]
Onde \(W_{it}\) são os rendimentos de todas as ocupações do indivíduo \(i\) no ano \(t\), e \(\alpha_{it}\) são os pesos amostrais. O IPUMS disponibiliza dados de renda total, renda do trabalho assalariado ou renda do trabalho por conta própria para diferentes países e anos. A análise restringe-se ao período a partir de 1980, quando os dados se tornam mais acessíveis.
3.5 Retornos brutos versus líquidos (custos educacionais) [§17–§24]
A interpretação de captura de elite exige considerar não apenas os rendimentos associados a cada nível educacional, mas também os custos correspondentes. Ignorar os custos pode superestimar ou subestimar a captura de elite, dependendo de quem frequenta instituições privadas e paga mensalidades. No Brasil, por exemplo, os ricos frequentam mais escolas privadas no ensino básico, mas o oposto ocorre no ensino superior (onde a maioria das vagas privadas é ocupada por alunos de menor renda).
Para avaliar a sensibilidade do índice a essa questão, os autores utilizam dados de gastos com educação privada da Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) 2008–2009 do Brasil. No ano da pesquisa, o gasto médio mensal com mensalidades no ensino fundamental era de R$ 138 (aproximadamente USD 79 em dezembro de 2009). O valor presente líquido (VPL) dos pagamentos de mensalidades no ensino fundamental (5 anos, taxa de desconto de 1% a.a.) representava 17,8% do VPL dos retornos específicos da elite para um diploma de ensino fundamental; para os 90% inferiores, a razão custo-benefício era de 9,6%. As diferenças são ainda menores para outras comparações sociais e níveis educacionais. A Seção 4.3 avalia a sensibilidade dos cálculos do índice à exclusão dos custos diretos.
Estimar retornos líquidos exige também considerar os custos de oportunidade – os rendimentos não auferidos durante o tempo adicional na escola. Ignorá-los também pode enviesar a medida de captura. No entanto, calcular custos de oportunidade é desafiador: (i) a possibilidade legal e prática de trabalhar durante os estudos varia entre países e ao longo do tempo; (ii) mesmo abstraindo da disponibilidade de dados, é necessário conhecer os rendimentos contrafactuais em cada período, algo que o IPUMS raramente oferece. Os autores fazem aproximações para o Brasil sob hipóteses fortes (rendimentos do trabalho e taxas de juros fixos dentro de cada período). A Seção 4.3 avalia a sensibilidade do índice a esses custos.
3.6 Normalização para comparações internacionais [§25]
O prêmio médio da educação varia dramaticamente entre países e ao longo do tempo. Como o índice Carnoy normaliza as diferenças de escolaridade pelo prêmio médio, a mesma magnitude de diferença contribui mais para a medida de captura quando o prêmio é menor – como ocorre em países de alta renda, onde a oferta de trabalhadores educados é maior (Figura C.2). O Apêndice C avalia a robustez das estimativas a uma normalização alternativa, supondo que todos os países tivessem o mesmo prêmio médio em cada nível educacional ao longo do período analisado.
4 Resultados (pp. 13–28)
4.1 Escolaridade e prêmios salariais no Brasil desde 1980 [§1–§4]
Os autores começam ilustrando como diferentes maneiras de analisar as trajetórias de escolaridade e prêmio no Brasil sugerem interpretações conflitantes sobre o que ocorreu com as desigualdades educacionais no país nos últimos 45 anos.
Os padrões agregados sustentam uma narrativa de redução da desigualdade via inclusão educacional. A Figura C.1 mostra que a escolaridade média quase triplicou de 1980 a 2010 (de 4 para mais de 11 anos), e a porcentagem da população em idade ativa com escolaridade aumentou em todos os níveis, especialmente no fundamental e médio. A Figura C.2 mostra que o prêmio educacional declinou em todos os níveis, sobretudo no superior. Como o acesso ao ensino superior está mais associado às elites, esses padrões parecem consistentes com a ideia de redução das desigualdades.
As trajetórias específicas por grupo, contudo, questionam essa narrativa simplificadora. A Figura 2 documenta que os padrões de diferenças de escolaridade entre grupos sociais não mimetizam perfeitamente as tendências agregadas. Embora as mulheres tenham vantagem em escolaridade em quase todos os períodos e tenham ganhado terreno em todos os níveis, e embora a escolaridade tenha aumentado entre os 90% inferiores, ela cresceu mais rapidamente entre os 10% superiores entre 1991 e 2000 em todos os níveis. Os brancos também ampliaram suas vantagens, não apenas no superior, mas também no médio. Mais impressionante ainda, a Figura 3 mostra que, com poucas exceções, o prêmio diferencial favoreceu as elites, revertendo vantagens históricas de grupos não elitizados em riqueza e raça nos níveis fundamental e médio. Ademais, a Figura 3 evidencia disparidades enormes, particularmente por gênero (em favor dos homens), especialmente no ensino superior.
4.2 Captura de elite no Brasil (1980–2010) [§5–§7]
A Tabela 1 apresenta as estimativas do índice Carnoy para o Brasil por nível educacional e comparação social. Em todas as comparações, o índice é mais alto no ensino fundamental, seguido pelo médio, com o superior como um distante último.
Riqueza: os 10% mais ricos capturaram 212% do prêmio médio no fundamental e 111% no médio, em relação aos 90% inferiores. A Figura 2 mostra que as diferenças de escolaridade entre os grupos de riqueza caíram apenas ligeiramente nesses níveis entre 1980 e 2010. A Figura 3 documenta que, mesmo condicional ao mesmo diploma, os 10% mais ricos ganham significativamente mais ao longo do período, e não está claro que essas diferenças tenham diminuído. No superior, o índice é 37% – ainda expressivo, mas cerca de um terço do valor do médio e um sexto do fundamental. O acesso à universidade é um privilégio recente até para as elites brasileiras, minimizando o escopo para captura.
Raça: captura de 39% no fundamental e 21% no médio, majoritariamente devido a diferenças de escolaridade.
Gênero: homens capturaram 86% do prêmio no fundamental e 30% no médio, mas neste caso largamente devido a diferenças no prêmio salarial. No superior, a captura por raça (7%) e gênero (6%) é bem menor. Para gênero, embora as diferenças de prêmio no superior sejam ainda maiores do que as de riqueza, a ausência de diferenças de escolaridade (favoráveis às mulheres) mitiga parcialmente a captura.
4.3 Robustez à inclusão de custos educacionais [§8–§11]
A Tabela D.2 recalcula as estimativas da Tabela 1 considerando retornos líquidos. O Painel A replica os resultados com retornos brutos. O Painel B desconta os gastos com mensalidades; como estes são pequenos em relação aos retornos estimados, o índice praticamente não se altera. O fato de as estimativas serem robustas a essa correção é encorajador, pois dados de gastos com educação por grupo social não estão disponíveis no IPUMS. O Painel C incorpora custos de oportunidade aproximados, elevando ainda mais o índice (e.g., o índice por riqueza no fundamental sobe para 276%), revelando que as desigualdades são subestimadas quando os custos de oportunidade são ignorados.
4.4 Captura de elite em perspectiva internacional [§12–§18]
A Tabela 2 apresenta os cálculos para os doze países e territórios. Os autores destacam casos emblemáticos.
África do Sul: taxas de captura por raça de 682% no fundamental e 172% no médio. Esses números refletem a história de segregação racial e, em particular, o Bantu Education Act de 1953, que institucionalizou a discriminação educacional. Enquanto escolas brancas seguiam padrões ocidentais, o currículo Bantu restringia-se a alfabetização básica e trabalho manual. Na década de 1970, o gasto público per capita em educação para negros era apenas 10% do gasto para brancos. No ensino médio, a exclusão de matemática e ciências reforçava a segregação ocupacional.
Canadá e Estados Unidos: exibem as maiores taxas de captura por gênero nos níveis fundamental e médio. Embora homens e mulheres tenham escolaridade semelhante, grandes diferenças de participação na força de trabalho e de salários impulsionam a medida de captura, especialmente porque nesses contextos o prêmio médio é mais baixo. Nos EUA, a descentralização da negociação salarial permite grande variância de rendimentos entre indivíduos com as mesmas credenciais, e a segregação ocupacional penaliza mais as mulheres porque os diferenciais intersetoriais são maiores. No Canadá, a segregação industrial histórica favorecia setores de colarinho azul dominados por homens (construção, mineração) em detrimento de setores de serviços feminizados. Em ambos os países, a captura por gênero no ensino superior é bem menor (43% e 26%, respectivamente), pois as diferenças salariais de gênero são menores nesse nível.
Porto Rico: apresenta um “paradoxo” com vantagem para negros sobre brancos e mulatos no ensino fundamental (índice de –95%). As raízes remontam ao início do século XX, quando uma classe de trabalhadores negros urbanos qualificados se estabeleceu na economia açucareira costeira, enquanto a população rural branca (jíbaros) permaneceu isolada nas terras altas cafeeiras em declínio. Essa “geografia racial invertida” gerou uma dependência de trajetória que manteve a renda dos brancos rurais estruturalmente deprimida em relação aos negros urbanos.
A Tabela C.3 mostra que os padrões não são meros artefatos das diferenças de prêmio médio entre países. Mesmo sob normalização unitária do prêmio, a captura por gênero no fundamental para Canadá e EUA permanece elevada (117% e 97%, respectivamente), significativamente acima da brasileira (78%).
4.5 Decompondo a captura de elite: Brasil versus México desde 1980 [§19–§32]
Os autores decompõem o índice Carnoy na contribuição das diferenças de escolaridade (\(Carnoy^{*}\), eixo X) e na contribuição das diferenças de prêmio (\(Carnoy - Carnoy^{*}\), eixo Y). A Figura 4 ilustra as fontes de inequidade no ensino fundamental para Brasil (círculos) e México (quadrados), com gradação de cores indicando os anos.
Riqueza (Figura 4a): A captura de elite no México começou muito mais baixa que no Brasil e aumentou ao longo do tempo, impulsionada por diferenças crescentes no prêmio. No México, o índice era nulo em 1990, subindo para 84% em 2000 e 103% em 2010. No Brasil, os 10% mais ricos já capturavam 112% em 1980, valor que subiu continuamente até 212% em 2010. Todos os pontos estão acima da linha de 45°, indicando que a captura foi desproporcionalmente devida a diferenças de remuneração condicional à graduação. As mudanças foram majoritariamente verticais (aumento das diferenças de prêmio). A captura mais precoce no Brasil é consistente com a orientação elitista do gasto público durante a industrialização por substituição de importações (1930–1964), que priorizou o ensino secundário e superior em detrimento do primário. O México, por sua vez, implementou reformas educacionais mais precoces, como o Plano de Onze Anos de 1959.
Raça/etnia (Figura 4b): O índice por raça é maior no México que no Brasil, e a maioria dos pontos está abaixo da linha de 45°, indicando que a captura foi desproporcionalmente devida a diferenças de escolaridade. No Brasil, brancos capturaram 24% em 1980, subindo para 39% em 2010. No México, os valores foram 51% (1990), 59% (2000) e 65% (2010). Em ambos os países, a captura aumentou ao longo do tempo, com pequenas mudanças na contribuição da escolaridade e crescimento da contribuição do prêmio. O histórico brasileiro pós-abolição (1888) gerou exclusão educacional persistente via concentração fundiária e falta de infraestrutura rural. No México, as populações indígenas sofreram isolamento geográfico combinado com políticas educacionais assimilacionistas que criaram barreiras linguísticas; programas específicos para indígenas só chegaram tardiamente (e.g., PAEPI em 1994).
Gênero (Figura 4c): Em ambos os países, os homens capturaram uma grande parcela do prêmio, quase exclusivamente devido a diferenças de remuneração condicional à graduação. No Brasil, a captura masculina foi de 50% em 1980, subindo para 86% em 2010. No México, os valores foram ainda maiores: 144% em 1990, 166% em 2010. Ambos os países alcançaram paridade de gênero na matrícula primária precocemente, mas as diferenças de prêmio permaneceram altas e continuaram a crescer. A maior captura no México relaciona-se a tendências históricas de participação feminina na força de trabalho (FLFP): entre 1950 e 1970, a FLFP brasileira passou de 13,6% para 18,5%, enquanto a mexicana foi de 12,9% para 16,4%. A composição setorial também diferia: em 1960, o setor de serviços absorvia 69,1% da mão de obra feminina no Brasil, contra 56,4% no México. Dados de uso do tempo (2004) mostram que as mulheres mexicanas dedicavam 22,5% do tempo a trabalho não remunerado e 8,6% a cuidados, contra 4,4% e 3,5% para os homens. A carga de cuidados, sensível ao número de filhos, restringe mais a flexibilidade laboral feminina no México do que no Brasil.
A Figura C.9 (Apêndice) estende a decomposição para os níveis médio e superior.
5 Discussão (pp. 29–31)
5.1 Valor do índice Carnoy como medida-síntese [§1–§3]
O artigo é o primeiro a operacionalizar, por meio de um indicador único, o conceito de que a compreensão das desigualdades educacionais exige contabilizar processos históricos e acesso desigual aos retornos da educação (Carnoy, 1972). Graduados em todos os níveis experimentam maior participação na força de trabalho, emprego e prêmio salarial ao longo do ciclo de vida, especialmente aqueles oriundos de escolas e universidades mais seletivas. A razão central das desigualdades sociais presentes é que as elites tiveram acesso mais precoce e amplo a oportunidades educacionais quando os retornos eram mais altos.
Medidas alternativas focam apenas em diferenças contemporâneas de acesso ou qualidade. O índice Carnoy captura fontes históricas e atuais de desigualdade educacional: as históricas, porque o estoque atual de trabalhadores educados depende de como o acesso evoluiu no passado; as atuais, porque o prêmio corrente afeta diferentemente os grupos.
É difícil superestimar o valor de uma medida-síntese para desigualdades educacionais. A educação de qualidade é um dos Objetivos de Desenvolvimento Sustentável (ODS) da ONU para 2030. Progresso em direção a essa meta exige avaliação rigorosa de políticas e mensuração precisa de resultados. Para outros ODS, como redução da pobreza, o progresso sistemático desde 1980 deveu-se em parte ao aumento maciço na cobertura e qualidade dos dados globais. Dados sozinhos, porém, não bastam; o monitoramento efetivo requer dar sentido a padrões e tendências frequentemente contraditórios. O índice Carnoy ilustra esse dilema: sob certas condições, a desigualdade educacional pode aumentar mesmo quando o acesso se torna menos desigual e o prêmio menos heterogêneo – se a taxa de redução da desigualdade for menor que a taxa de declínio do prêmio médio, a razão entre os dois aumenta, e é essa razão que importa para a inequidade educacional.
5.3 Limitações do índice Carnoy [§5–§6]
Como qualquer medida de desigualdade, o índice Carnoy tem limitações.
Primeira limitação: o índice não distingue diferenças no prêmio salarial decorrentes de acesso diferencial a redes sociais privilegiadas ou de discriminação direta ou sistêmica não diretamente relacionada a diferenças de acesso ou qualidade educacional. Os autores argumentam que, na medida em que a educação não entrega os mesmos benefícios de mercado de trabalho a diferentes grupos sociais, essa definição ainda captura inequidades educacionais, pois tais diferenças moldam aspirações e expectativas sociais da geração atual de estudantes. Do ponto de vista da população em idade escolar, as desigualdades adultas são um dado predeterminado que condiciona suas perspectivas futuras (no mesmo espírito de outras desigualdades capturadas pelo Índice de Oportunidades Humanas).
Segunda e mais importante limitação: nem todas as implicações das desigualdades educacionais passam pelos resultados do mercado de trabalho. Case e Deaton (2020) documentam que, nos EUA, um diploma de bacharel “isentou” brancos adultos das deaths of despair – mortes por suicídio, overdose e doenças hepáticas associadas à erosão de empregos de baixa qualificação, deterioração do capital social e custos crescentes de saúde. Embora o declínio do prêmio salarial e da participação na força de trabalho (dimensões capturadas pelo índice) façam parte dessa história, muitos outros fatores contribuíram para a recente queda na expectativa de vida de brancos com menos de quatro anos de educação pós-secundária. O índice Carnoy deve ser complementado com outras medidas que capturem dimensões adicionais pelas quais a educação reproduz desigualdades.
5.4 Implicações para políticas de redução da desigualdade [§7]
Não obstante as limitações, o índice Carnoy fornece novos insights para a redução da desigualdade. Do ponto de vista conceitual, ele ilumina oportunidades de mitigar inequidades educacionais atualmente negligenciadas. As políticas educacionais e o discurso público têm se concentrado fortemente em tornar o acesso ao ensino superior mais equitativo, particularmente por meio de ações afirmativas. Contudo, os autores mostram que a desigualdade educacional é frequentemente muito menor no nível superior, tanto porque o acesso era baixo até mesmo para a elite no passado, quanto porque ainda é privilégio de uma minoria mesmo dentro dela. Em contraste, enquanto a desigualdade educacional permanece rampante nos níveis fundamental e médio, a educação de adultos nunca foi uma prioridade nos países em desenvolvimento. No entanto, investir na população em idade ativa seria a maneira mais direta de diminuir as diferenças no acesso aos retornos econômicos da educação. Para ilustrar, em 2019, enquanto o acesso ao ensino médio era superior a 80% entre os 10% mais ricos no Brasil, ainda era inferior a 50% na metade inferior da distribuição de riqueza.
O índice Carnoy também destaca que esses investimentos devem ser direcionados a níveis educacionais e localidades onde o prêmio médio é mais alto ou mais desigual. Ademais, políticas que limitem a discriminação direta e sistêmica no mercado de trabalho (Bohren, Hull & Imas, 2022) mapeiam-se em menor desigualdade educacional. Os autores documentam que a desigualdade no prêmio salarial responde pela totalidade das desigualdades educacionais entre homens e mulheres e por cerca de 20% daquelas entre ricos e pobres nos níveis fundamental e médio.
6 Argumento Sintético
Ficha Analítica Crítica
Esta seção segue o formato IA Planilhando Textos v12.0.