Fichamento: A Democracia Causa a Expansão da Política de Educação? Efeitos e Heterogeneidades em Países Latino-Americanos
Veronese, Davi Ferreira (2024) — Dissertação de Mestrado, FFLCH-USP
Veronese, D. F. (2024). A democracia causa a expansão da política de educação? Efeitos e heterogeneidades em países latino-americanos [Dissertação de Mestrado, Departamento de Ciência Política, Universidade de São Paulo].
Última atualização: 2026-05-09 Modelo: Perplexity — Claude Sonnet 4.6 Prompt Version: v17.2 2026-05-08 | Ficha antes do fichamento Gerado em: 2026-05-09T14:42:00-03:00 Ocasião da Leitura: Releitura para a escrita do capítulo 3 da dissertação
Ficha Analítica Crítica
Esta seção segue o formato IA Planilhando Textos v17.2.
Mapa Argumentativo
Esta dissertação não é um livro com capítulos independentes, mas uma dissertação de mestrado com seções integradas que compõem um único argumento. A tabela abaixo representa a função argumentativa de cada seção principal.
| Seção | Título | Função argumentativa | Contribuição para a tese central |
|---|---|---|---|
| 1 | Introdução | Apresentação do puzzle e da tese | Motiva a pesquisa pela variação nas políticas de educação e pela lacuna deixada por estudos de curto prazo; anuncia as contribuições da dissertação |
| 2 | O Regime Político e a Política Educacional: Teorias e Evidências | Revisão de literatura e fundamento teórico | Estabelece as teorias dominantes (Meltzer-Richard, Acemoglu-Robinson, Mesquita et al., Ansell), as teorias qualificadoras (Albertus-Menaldo, captura) e os desafios ao primado do regime (Kosack); motiva as hipóteses |
| 3 | Hipóteses | Derivação das hipóteses | Formula as cinco hipóteses testáveis (H1–H5) derivadas da revisão teórica; articula expectativas sobre gasto agregado, distribuição por nível, heterogeneidades democráticas e autocráticas |
| 4 | Metodologia | Especificação empírica | Descreve os dados, as variáveis e a estratégia ECM; justifica as variáveis de controle com referência ao Apêndice A1 |
| 5 | Resultados | Análise empírica central | Reporta os efeitos da democracia sobre o dispêndio e as matrículas, o exame de heterogeneidades e a discussão interpretativa dos achados vis-à-vis as hipóteses |
| 6 | Considerações Finais | Síntese e agenda | Integra os resultados, qualifica as contribuições e aponta limitações e agenda futura |
| Apêndice A1 | Determinantes Demográficos, Econômicos, Institucionais e Políticos | Extensão/qualificação | Justifica controles e discute teorias alternativas ao regime político como determinantes da política educacional |
| Apêndice A2 | Derivação do ECM | Fundamento metodológico | Formaliza a derivação do modelo de correção de erro e esclarece a interpretação dos coeficientes de curto e longo prazo |
| Apêndice A3 | Tabelas Adicionais | Extensão empírica | Apresenta estatísticas descritivas por país, testes de raiz unitária (CIPS), testes de cointegração e testes de dependência transversal |
Divergências internas
Nenhuma divergência substantiva identificada. A dissertação é obra de autor único com argumento coerente e progressivo.
1 Introdução (pp. 11–14)
1.1 O puzzle e a motivação da pesquisa [§1–§3]
A dissertação abre com a constatação de que a educação é reconhecida como um determinante central do bem-estar individual e coletivo, com forte evidência de que a oferta e a qualidade dos serviços educacionais impulsionam o crescimento econômico (Hanushek e Wößmann, 2010; Burgess, 2016; Valero, 2021). Diante disso, seria plausível esperar que os benefícios econômicos da educação se convertessem em incentivos políticos e que os governos convergissem para sistemas educacionais robustos. O que se verifica empiricamente, contudo, é uma expressiva variação nas políticas de educação implementadas pelos países, o que alimenta uma extensa literatura sobre as circunstâncias em que governos decidem elevar os recursos e ampliar o acesso ao ensino (Ansell, 2010; Kosack, 2012).
Veronese identifica três grandes linhas explicativas concorrentes e complementares. A primeira, enraizada no institucionalismo histórico, examina o processo de formação do sistema educacional de países selecionados (Thelen, 2004). A segunda, vinculada à literatura sobre variedades de capitalismo (VoC), explora as complementaridades institucionais entre esferas econômicas e políticas (Hall e Soskice, 2004; Schneider, 2013). A terceira, e a que fundamenta as hipóteses desta dissertação, consiste nas teorias de economia política que buscam compreender como a interação entre incentivos econômicos e políticos molda diferentes padrões de provisão de serviços públicos (Mesquita et al., 2003; Acemoglu e Robinson, 2006; Ansell, 2010; Kosack, 2012).
1.2 Objetivos e contribuições [§4–§7]
A pergunta central da dissertação é formulada de maneira direta: “A democracia causa a expansão da política educacional?” Essa pergunta é desdobrada em três objetivos: (i) avaliar se o tipo de regime político (democracia ou autocracia) afeta o investimento em educação e as taxas de matrícula nos países latino-americanos; (ii) examinar se o regime político influencia a distribuição de recursos entre os níveis primário, secundário e terciário; e (iii) investigar se heterogeneidades entre democracias ou entre autocracias contribuem para explicar os padrões de gasto e acesso.
Veronese apresenta quatro contribuições substantivas em relação à literatura anterior. Primeiro, a pesquisa avalia os efeitos do regime político com séries temporais mais longas do que os estudos precedentes, que se concentraram tipicamente no período de 1970 a 1990 (Kaufman e Segura-Ubiergo, 2001; Brown e Hunter, 2004; Avelino, Brown e Hunter, 2005). Segundo, o trabalho investiga o dispêndio educacional desagregado por nível (primário, secundário e terciário), adicionando granularidade ao exame da relação entre regime político e política de educação. Terceiro, examina heterogeneidades internas aos tipos de regime, indo além do tratamento de democracias e autocracias como blocos homogêneos. Quarto, emprega múltiplas métricas de democracia para avaliar a robustez dos resultados à escolha do critério de classificação — aspecto relevante dado que estudos demonstram que diferentes métricas, embora correlacionadas, não são intercambiáveis (Casper e Tufis, 2003; Cheibub, Gandhi e Vreeland, 2010; Møller e Skaaning, 2021; Vaccaro, 2021).
2 O Regime Político e a Política Educacional: Teorias e Evidências (pp. 15–33)
2.1 A hipótese central: democracias provêm mais bens públicos [§1–§5]
A seção parte da definição de regime político proposta por Przeworski et al. (2000): “um sistema de regras e práticas que determina quem possui direitos políticos, como eles são exercidos e com quais efeitos para o controle sobre o Estado.” O regime político é tratado como um mecanismo que filtra e processa preferências distributivas heterogêneas entre grupos sociais, traduzindo-as diferencialmente em políticas públicas. A perspectiva dominante sustenta que regimes democráticos são mais permeáveis do que regimes autocráticos às demandas dos cidadãos e, por isso, ofertam bens públicos em níveis mais elevados e de forma mais inclusiva.
O argumento fundamental das teorias de economia política parte do reconhecimento de que a distribuição de recursos econômicos depende da alocação do poder político. A concentração de poder por uma elite relativamente mais rica em um regime autocrático se traduz em menor oferta de bens públicos redistributivos. A dispersão de poder político para um espectro amplo da sociedade — como em transições democráticas — beneficia os segmentos mais pobres e numerosos, que exercem sua influência em prol de maior redistribuição.
2.2 Teorias de eleitor mediano e coalizão vencedora [§6–§11]
O clássico modelo de Meltzer e Richard (1981) estabelece que o montante de redistribuição depende da relação entre a renda média e a renda do eleitor decisivo. Em um cenário de sufrágio universal e decisão por maioria, o eleitor de renda mediana decide o grau de redistribuição. Expansões de sufrágio para parcelas mais pobres da população — como em transições democráticas — deslocam para baixo a posição do eleitor mediano e ampliam os votos por gastos redistributivos. Extensões desse modelo para a provisão de bens públicos, embora razoavelmente diretas (Busemeyer, 2007a), não foram desenvolvidas explicitamente para o caso da educação, cuja progressividade ou regressividade depende de quem usufrui o serviço e de como é financiado.
Acemoglu e Robinson (2000, 2001, 2006) situam o conflito redistributivo no cerne da dinâmica de transições de regime. Em autocracias, a concentração de poder pelas elites, mais ricas, permite que estas determinem o nível de tributação conforme suas preferências, restringindo redistribuição e oferta de bens públicos. Instituições democráticas, por outro lado, deslocam o poder das elites para os cidadãos em um credible commitment em prol de políticas pró-maioria. O mecanismo central é que o risco de revolução, particularmente em períodos recessivos, pode forçar a democratização, que implica uma mudança na alocação futura do poder político.
Boix (2003) desenvolve perspectiva similar, subdividindo os regimes entre democracias, ditaduras de direita e ditaduras de esquerda, e argumentando que as transições são causadas pelo conflito distributivo como função da igualdade econômica, da mobilidade do capital e do balanceamento de poder entre grupos. Democracias são mais distributivas do que ditaduras de direita porque o eleitor mediano, relativamente pobre, estabelece o nível de tributação e redistribuição. Relevante para a pesquisa de Veronese, o modelo de Boix prevê que autocracias não são homogêneas: ditaduras de esquerda podem ser mais redistributivas do que as de direita, dado que os pobres podem compor a base de apoio dos governantes de esquerda.
Mesquita et al. (2003) propõem que a seleção das políticas públicas é motivada pelo interesse do líder político em manter o poder, por meio de um grupo crítico denominado coalizão vencedora. Bens públicos, que são não excludentes, beneficiam todos os membros da sociedade a um custo invariante em relação ao tamanho da coalizão. Em contraste, benefícios privados são distribuídos apenas para os membros da coalizão, e seu custo cresce quando a coalizão se amplia. Coalizões restritas, típicas das autocracias, favorecem a distribuição de bens privados; coalizões amplas, típicas das democracias, criam incentivos para a provisão de bens públicos. Veronese nota que, no caso específico da educação, Brown e Hunter (2004) acrescentam que sindicatos de professores tendem a ser mais influentes em contextos democráticos, exercendo pressão por recursos nos níveis com maior contingente de professores.
A evidência histórica de Lindert (2004) e Mariscal e Sokoloff (2000) complementa os modelos teóricos. Lindert examina 21 países da OCDE entre 1880 e 1930 e conclui que países com maior percentual de população votante exibiam taxas mais elevadas de matrícula nos ensinos primário e secundário. Mariscal e Sokoloff exploram as antigas colônias americanas entre 1800 e 1945 e apontam que o sufrágio mais amplo — como em Argentina, Uruguai e Costa Rica — esteve associado à expansão pioneira do sistema público de ensino na América Latina.
2.3 Evidências empíricas com dados em painel [§12–§16]
Diversas pesquisas quantitativas com modelos de time-series cross-section (TSCS) fornecem suporte empírico para a hipótese principal. Brown e Hunter (2004) investigam os efeitos da democratização no investimento em educação entre países latino-americanos de 1980 a 1997 e concluem que a democracia está associada ao aumento do investimento total e a maior percentual destinado à educação primária. Kaufman e Segura-Ubiergo (2001) e Avelino, Brown e Hunter (2005) corroboram que democracias na América Latina apresentam níveis mais elevados de gastos sociais em geral. Baum e Lake (2003), com dados de 128 países, evidenciam efeitos positivos da democracia sobre expectativa de vida e matrícula no ensino secundário, heterogêneos em relação ao PIB per capita.
Stasavage (2005), examinando países africanos, encontra que a competição eleitoral aumenta o investimento público em educação primária sem alterar o investimento em universidades, sugerindo que a democracia é mais responsiva às demandas de eleitores rurais e majoritários. Harding e Stasavage (2013) refinam essa conclusão para o contexto africano, mostrando que a competição eleitoral produz efeitos positivos apenas em áreas de política pública cujos resultados são facilmente atribuídos ao Executivo. Alguns estudos experimentais, como Olken (2010) na Indonésia e Beath, Christia e Enikolopov (2012) no Afeganistão, fornecem evidência causal de que a democracia direta altera a composição e a aceitação de projetos públicos.
2.4 Condicionalidades, heterogeneidades e a economia política da educação [§17–§24]
A subsecção 2.2 é teoricamente central para toda a dissertação, pois qualifica as expectativas das teorias dominantes e gera as hipóteses H4 e H5.
Veronese mobiliza uma literatura emergente que questiona a assunção de que democracias são incondicionalmente responsivas às maiorias. Acemoglu et al. (2015) discutem processos de captura (capture), pelos quais, embora haja realocação de poder de jure para os cidadãos na transição democrática, elites investem no aumento de seu poder de facto por meio de lobby e repressão. Além disso, elites autocráticas podem selecionar ex-ante democratizações com menor potencial redistributivo, gerando um viés de seleção nas democratizações observadas.
Alberts, Warshaw e Weingast (2012) trazem o desenho constitucional para o centro da disputa política, sustentando que constituições contramajoritárias constrangem o potencial redistributivo das democracias e reduzem o custo da transição para as elites autocráticas. O caso chileno — cuja constituição de 1980, elaborada pelo regime Pinochet, foi mantida após a redemocratização — é utilizado como ilustração.
Albertus e Menaldo (2013, 2018) sistematizam o argumento, demonstrando que, entre 1800 e 2006, 66% das novas democracias herdaram a constituição elaborada no regime autoritário precedente, enquanto apenas 34% iniciaram-se com uma nova constituição democrática. Nessa perspectiva, as chamadas —elite-biased democracies— geram representação desproporcional dos interesses das elites, por meio de distritos eleitorais que as beneficiem ou arenas decisórias que permitam vetar políticas redistributivas. Albertus e Menaldo encontram correlações negativas entre democracias com “constituições autocráticas” e variáveis de gasto público e progressividade fiscal.
A contribuição de Ansell (2010) é decisiva para as hipóteses sobre a distribuição do gasto por nível de ensino. O autor demonstra que o impacto distributivo da política educacional depende crucialmente de quem são seus beneficiários e financiadores, e decompõe os efeitos em quatro dimensões: (i) efeitos fiscais (progressividade ou regressividade do financiamento); (ii) efeitos de escassez (a oferta de capital humano afeta sua taxa de retorno, que declina com a expansão da educação, salvo sob integração comercial); (iii) efeitos de loteria (expansão da educação desvincula a renda das gerações futuras da riqueza das gerações passadas, ameaçando interesses das elites); (iv) externalidades positivas (retorno social supera o retorno privado, justificando provisão pública). A integração comercial amortece o efeito de escassez e, portanto, reduz desincentivos à inclusão dos pobres no sistema de ensino, tanto em democracias quanto em autocracias.
Paglayan (2021) qualifica ainda mais o argumento: examinando 109 países e 200 anos, conclui que a democratização só produz expansão do ensino primário quando esse nível não estava previamente disseminado — condição que se verifica em uma minoria de casos. Essa autora apresenta evidência de que, quando a maioria já possui acesso ao ensino primário, a democratização não conduz a maior oferta do serviço, mesmo com fração expressiva dos mais pobres privada dele; e encontra um efeito médio positivo sobre a matrícula no ensino secundário. Esses resultados são consistentes com teorias de eleitor mediano e desfavoráveis às teorias de captura.
2.5 Desafios à centralidade do regime político [§25–§30]
Kosack (2012, 2014) desafia diretamente a centralidade do regime político como variável explicativa. O argumento central está no custo da ação coletiva: embora o elevado número de cidadãos pobres lhes confira força eleitoral potencial, esse mesmo tamanho dificulta a organização política em torno de objetivos comuns, favorecendo o free riding. Diante disso, governantes tornam-se vulneráveis a grupos de interesse organizados, cuja pressão sobrepõe os incentivos de responder às maiorias desorganizadas.
O mecanismo proposto por Kosack é a mobilização por empreendedores políticos (political entrepreneurs): indivíduos ou grupos que criam estruturas organizacionais e mecanismos de informação facilitadores da ação coletiva. Quando organizados, os pobres podem fazer parte do grupo de apoio vital (vital constituency) do governante, incentivando políticas educacionais bottom-up (concentradas nos ensinos primário e secundário). Quando os ricos dominam o grupo vital, o sistema tende a ser top-down (concentrado no ensino superior). O autor testa a abordagem com estudos de caso sobre Gana, Brasil e Taiwan e sustenta que as variações nos sistemas educacionais são explicadas pela composição e pelos interesses do grupo vital, não pelo tipo de regime.
Veronese pontua a limitação de validade externa dos estudos de caso de Kosack e ressalta que Mulligan, Gil e Sala-i-Martin (2002, 2004) também não encontraram diferenças significativas entre democracias e autocracias no investimento em políticas sociais, sugerindo que tradeoffs de eficiência, conflitos geracionais e conflitos entre ocupações seriam determinantes mais relevantes. Ross (2006) igualmente questiona a hipótese redistributiva da democracia, apontando vieses de seleção de dados e ausência de controles adequados em estudos anteriores.
2.6 Síntese da teoria e evidência [§31–§33]
Veronese sintetiza a revisão destacando três qualificações principais ao argumento dominante. Primeiro, democracias e autocracias não devem ser tratadas como blocos homogêneos: processos de captura ou instituições contramajoritárias podem mitigar o efeito médio democrático, e autocracias de esquerda podem ser mais redistributivas do que as de direita. Segundo, a economia política da educação é peculiarmente complexa: a provisão de ensino público pode ser progressiva ou regressiva a depender do nível de ensino em que os recursos são alocados e do grau de acesso da população. Terceiro, embora promissora, a teoria de Kosack enfrenta problemas sérios de validade externa.
3 Hipóteses (pp. 34–35)
3.1 Derivação das cinco hipóteses [§1–§5]
Com base na revisão teórica, Veronese deriva cinco hipóteses testáveis:
H1: A democracia eleva o gasto público agregado em educação.
H2: A democracia eleva a fração de recursos destinada aos ensinos primário e secundário e reduz a fração destinada ao ensino terciário.
H3: A democracia expande o acesso aos ensinos primário, secundário e terciário.
H4: Para a democracia com constituição promulgada após a democratização, os efeitos previstos pelas hipóteses 1 a 3 possuem maior magnitude.
H5: O regime autocrático com chefe de governo de esquerda eleva o gasto agregado em educação, a fração do gasto destinada aos ensinos primário e secundário e a taxa de matrícula em todos os níveis de ensino em relação ao regime autocrático com chefe de governo de direita.
H1 deriva diretamente das teorias de eleitor mediano, coalizão vencedora e conflito redistributivo revisadas na seção 2.1. H2 é motivada pelo argumento de Ansell (2010) de que democracias, ao deslocar o poder para a classe média, direcionariam recursos para os níveis de ensino progressivos. H3 complementa H2 pela dimensão do acesso ao serviço. H4 operacionaliza o argumento de Albertus e Menaldo (2013, 2018) sobre elite-biased democracies: democracias com “constituições autocráticas” teriam menor capacidade de implementar políticas pró-maioria. H5 operacionaliza a heterogeneidade de Boix (2003) entre autocracias, com a premissa de que, em autocracias de esquerda, os pobres tendem a compor a base de apoio do chefe de governo.
Implicação interpretativa: A estrutura de hipóteses reflete uma lógica de refinamento progressivo — de efeitos médios (H1–H3) para heterogeneidades (H4–H5). Essa arquitetura é metodologicamente sofisticada, mas aumenta o risco de p-hacking involuntário quando múltiplos testes são realizados sobre o mesmo painel de dados.
4 Metodologia (pp. 36–45)
4.1 Dados e variáveis [§1–§8]
As variáveis dependentes cobrem duas dimensões da política educacional: o dispêndio público (gasto do governo geral e do governo central em % do PIB; gasto por nível — primário, secundário e terciário — em % do gasto total em educação) e o acesso (taxas brutas de matrícula em cada nível). Os dados de gasto são provenientes do Banco Mundial/UNESCO, da CEPAL e do Moxlad. Diante do problema de dados ausentes para séries históricas longas, Veronese utiliza modelos de regressão para imputação: a variável da CEPAL é base para o governo central (RMSE = 0,25) e a do Banco Mundial para o governo geral (RMSE = 0,39). As taxas de matrícula são brutas (matrículas totais em % da população na faixa etária do nível, podendo superar 100%), o que o autor justifica pela inadequação dos parâmetros etários da UNESCO ao contexto latino-americano.
A variável independente principal é o regime político, operacionalizado por seis métricas distintas:
| Variável | Tipo | Fonte/Projeto | Critério |
|---|---|---|---|
democracy / democracy_ddrla |
Dicotômica | DDRLA (Barberia, Senters, Avelino, 2024) | Eleições contestadas (minimalista) |
democracy_ANRR_ddcg |
Dicotômica | Acemoglu et al. (2019) | Freedom House + Polity2 positivo |
vdem_democracy |
Dicotômica | V-Dem | v2x_regime ≥ 2 (democracia eleitoral) |
v2x_polyarchy_vdem |
Contínua [0–1] | V-Dem | Índice de poliarquia eleitoral |
polity2v_democracy |
Dicotômica | Polity5 | polity2 ≥ 6 |
polity2_polity |
Discreta [−10, 10] | Polity5 | Construção aditiva |
As divergências de classificação entre as métricas para quatro países — Bolívia, Equador, Honduras e Nicarágua — são identificadas graficamente, sinalizando que os critérios não são intercambiáveis.
Os controles são organizados em quatro categorias: (a) demográficos: proporção de jovens (0–14 anos), proporção de idosos (65+), crescimento populacional; (b) econômicos: crescimento do PIB, PIB per capita, abertura comercial (exportações + importações em % do PIB); (c) institucionais: índice de autoridade dos governos regionais (RAI, Shair-Rosenfield et al., 2021; Hooghe et al., 2016); (d) políticos: fração de assentos da câmara baixa detida por partidos de esquerda (calculada a partir do V-Party, Lindberg et al., 2022), dummy para chefe de governo de esquerda (Herre, 2022). As variáveis para os testes de heterogeneidade são construídas pela interação entre a variável de democracia e as variáveis de constituição democrática (Comparative Constitutions Project, Elkins e Ginsburg, 2021, cruzado com Albertus e Menaldo, 2018) e de ideologia do executivo autocrático.
4.2 Estratégia empírica: o modelo de correção de erro (ECM) [§9–§15]
A escolha do ECM é motivada pela presença de séries integradas de ordem 1 (testada pelo CIPS, Pesaran, 2007) e pela evidência de cointegração entre as variáveis dependentes e independentes (testes de Westerlund). A forma geral do modelo é:
[ y_{i,t} = + y_{i,t-1} + {i,t-1} + k x{i,k,t-1} + + y{i,t} + x_{i,k,t-1} + _{i,t} ]
em que o efeito de longo prazo da democracia é (_{LR} = -/) e o efeito de curto prazo é capturado pelo coeficiente da primeira diferença da variável de regime. A hipótese de identificação assumida é exogeneidade sequencial ((E[{i,t} | {i,t}, , {i,1}, x{i,t}, , x_{i,1}, _i, _t] = 0)), mais fraca do que a exogeneidade estrita dos estimadores de efeitos fixos convencionais. O autor reconhece o viés de Nickell (1981) em modelos dinâmicos com efeitos fixos, argumentando que ele diminui com T elevado — relevante dado T ≈ 54. Erros Driscoll-Kraay (1998) são utilizados para robustez a heterocedasticidade, correlação serial e dependência transversal.
O mean-group estimator de Pesaran e Smith (1995) é empregado como análise de robustez para o gasto agregado, estimando parâmetros específicos por país e calculando o efeito médio. Esse estimador tem a desvantagem de elevar a multicolinearidade e de não ter boa performance com N ou T pequenos (Hsiao, Pesaran e Tahmiscioglu, 1997), razão pela qual seu uso é restrito às variáveis com séries mais completas.
Nota 20 [incluída por relevância argumentativa]: O efeito de longo prazo é também referido como “efeito de equilíbrio” na literatura (Ditzen, 2019), pois captura o deslocamento do nível de equilíbrio das variáveis dependentes em função da democracia — em contraste com o efeito de curto prazo, que representa o impacto temporário associado a uma transição de regime.
5 Resultados (pp. 46–74)
5.1 Estatísticas descritivas [§1–§4]
A tabela de estatísticas descritivas (Tabela 2) revela que a média das métricas de democracia dicotômicas (em torno de 0,604) expressa que aproximadamente 60% das observações país-ano correspondem a períodos democráticos. O gráfico 1 mostra, entretanto, que há divergências relevantes de classificação entre as métricas para Bolívia, Equador, Honduras e Nicarágua, evidenciando que a correlação elevada entre métricas não implica intercambialidade. O gasto médio do governo geral em educação é de 3,82% do PIB (mediana 3,49%), enquanto o do governo central é de 3,01% (mediana 3,00%), o que indica concentração do gasto educacional no nível central para a maioria dos países, com exceção de Argentina e Brasil, onde os governos subnacionais contribuem com a maior proporção.
Quanto à distribuição do gasto por nível, verifica-se que o ensino primário recebe em média 39,6% do gasto total em educação, o secundário 26,6% e o terciário 21,4%. As taxas brutas de matrícula no ensino primário ultrapassam em média 105%, o que reflete a natureza bruta das taxas. O Apêndice A3 apresenta estatísticas descritivas desagregadas por país (Tabela 14), os testes de cross-sectional dependence (Tabela 15), os testes de raiz unitária CIPS (Tabela 16) e os testes de cointegração de Westerlund (Tabela 17).
### Efeitos da democracia sobre o dispêndio público em educação [§5–§13]
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**Achado central e mais robusto:** A democracia não exerce efeito de longo prazo estatisticamente significante sobre o gasto agregado em educação — nem do governo geral (Tabela 3) nem do governo central (Tabela 4). Esse resultado é robusto à maioria das métricas de democracia, com e sem efeitos fixos.
:::
A Tabela 3 apresenta os resultados para o gasto do governo geral: sem efeitos fixos, os coeficientes de longo prazo não são significantes; com efeitos fixos, o retrato geral não muda, com a exceção de que os coeficientes de curto prazo (efeito de transição) são positivos e estatisticamente significantes para três das seis variáveis de democracia. Isso é interpretado como evidência de que uma transição democrática produz um impacto positivo imediato sobre o gasto do governo geral, que, entretanto, não se sustenta como deslocamento permanente do equilíbrio. A Tabela 4 replica a análise para o gasto do governo central e confirma a ausência de efeito de longo prazo robusto.
Para o **gasto em educação primária** (Tabela 5), há evidência de efeito positivo de longo prazo para as variáveis `democracy` e `DDRLA` em modelos com efeitos fixos: a estimativa é de aproximadamente 4,5 p.p. do gasto total em educação. Contudo, esse resultado não se reproduz para as demais métricas, evidenciando sensibilidade à forma de operacionalização do regime. Para o **ensino secundário** (Tabela 6), o efeito da democracia é mais robusto: para cinco das sete medidas, os modelos com FE estimam impacto de longo prazo positivo e estatisticamente significante (ao nível de 10%), com estimativa em torno de 5,2 p.p. Esse é o achado mais consistente com a hipótese H2. Para o **ensino terciário** (Tabela 7), em contraste, não se verifica redução do gasto esperada pelas teorias redistributivas — os resultados são estatisticamente insignificantes para quase todas as métricas, com uma exceção positiva e contraintuitiva para a variável dicotômica do V-Dem.
Em nenhum caso os efeitos de curto prazo (associados a transições de regime) sobre a *composição* do gasto são estatisticamente distinguíveis de zero, sugerindo que transições democráticas não produzem redirecionamento imediato dos recursos entre os níveis de ensino.
### Efeitos da democracia sobre as taxas de matrícula [§14–§18]
Para o **ensino primário** (Tabela 8), a democracia eleva a taxa bruta de matrícula no longo prazo de forma robusta — esse resultado se mantém para a maioria das métricas e com a inclusão de efeitos fixos. Esse é o segundo achado mais robusto da pesquisa, alinhado com H3. Para o **ensino secundário** (Tabela 9), contudo, não há evidência de efeito positivo da democracia sobre as matrículas, em contraste com o achado de Paglayan (2021). O autor ressalta que as divergências podem refletir diferenças de foco regional, período temporal, métodos e variáveis de controle. Para o **ensino terciário** (Tabela 10), o padrão se repete: ausência de efeitos estatisticamente significantes.
::: {.callout-tip}
**Implicação:** O achado de que a democracia expande as matrículas no ensino primário mas não no secundário — ao contrário de Paglayan (2021) — sinaliza que o efeito pode ser condicionado ao grau de universalização prévia do ensino primário na América Latina. Se o ensino primário já estava amplamente expandido em alguns países antes das democratizações dos anos 1980–1990, o efeito registrado pode capturar a dinâmica de países onde isso não ocorreu ou pode ser produzido por dinâmicas de mais longo prazo.
:::
### Exame de heterogeneidades [§19–§26]
**Constituições democráticas (H4):** A Tabela 11 apresenta os modelos que testam o argumento de Albertus e Menaldo (2013, 2018). Contrariando H4, os coeficientes de longo prazo para a variável de interação entre democracia e constituição democrática não são estatisticamente distinguíveis de zero para nenhuma das variáveis dependentes, com e sem FE. A única exceção é o coeficiente negativo sobre o gasto em educação primária (% total) no modelo sem FE, mas esse sinal contraintuitivo não se mantém com FE. Em síntese, **democracias com "constituições democráticas" não produzem diferenças estatisticamente significantes nos sistemas educacionais em relação a democracias com "constituições autocráticas"**, refutando H4.
**Autocracias de esquerda (H5):** A Tabela 12 revela suporte parcial para H5. Autocracias com chefe de governo de esquerda apresentam coeficientes positivos e, em vários modelos, estatisticamente significantes sobre (a) o gasto agregado do governo geral e (b) a taxa de matrícula no ensino secundário, em comparação com autocracias de governo de direita. O efeito sobre a distribuição do gasto por nível de ensino e sobre as demais taxas de matrícula é menos consistente. A implicação é que, dentro do campo autocrático, a orientação ideológica do governante importa para o perfil da política educacional — resultado alinhado com as previsões de Boix (2003).
**Mean-group estimator (robustez):** A Tabela 13 confirma, pelos estimadores mean-group, a ausência de efeito de longo prazo da democracia sobre o gasto do governo central. Para o gasto do governo geral, os efeitos de curto e longo prazo são positivos com a métrica de Acemoglu et al. (2019) (~1 p.p. do PIB), mas não com a métrica DDRLA — nova evidência da sensibilidade dos resultados à escolha da métrica.
### Discussão dos resultados [§27–§30]
Veronese enfrenta diretamente a divergência em relação à literatura anterior sobre a América Latina. A ausência de efeito de longo prazo sobre o gasto agregado — ao contrário de Brown e Hunter (2004) e Avelino et al. (2005) — pode refletir: (a) a inclusão de um conjunto mais amplo de variáveis de controle; (b) a extensão do período de análise para mais de 50 anos, que pode revelar elementos estruturais antes encobertos por séries curtas; (c) a utilização de modelos ECM, que distinguem efeitos de longo e de curto prazo, ao contrário de especificações estáticas ou de primeira diferença.
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**Hipóteses interpretativas do autor:** A ausência de efeito de longo prazo sobre o gasto agregado poderia ser explicada por: (i) captura das democracias latino-americanas por elites (Acemoglu e Robinson, 2008); (ii) constrangimentos de constituições contramajoritárias (Albertus e Menaldo, 2013, 2018) — hipótese que os dados, entretanto, não confirmam; (iii) irrelevância do regime político frente a dinâmicas de ação coletiva (Kosack, 2012); (iv) efeito compensatório entre a negligência democrática ao ensino superior e a possível expansão autocrática de esquerda do gasto agregado — que tornaria a média democrática semelhante à autocrática quando os dois blocos são heterogêneos.
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## Considerações Finais (pp. 75–77)
### Síntese e agenda [§1–§6]
As considerações finais retomam a arquitetura das hipóteses e sistematizam as conclusões. **H1** (democracia eleva gasto agregado) não recebe suporte empírico robusto: em contraste com a literatura anterior, os modelos ECM não identificam efeito de longo prazo estatisticamente significante sobre o dispêndio agregado. Um efeito de curto prazo positivo é identificado para o gasto do governo geral, associado ao momento de transição democrática, mas sem persistência. **H2** recebe suporte parcial: a priorização do ensino secundário em democracias é o achado mais robusto, enquanto o efeito sobre o ensino primário é sensível à métrica e o efeito sobre o ensino terciário (redução esperada) não se materializa. **H3** recebe suporte para o ensino primário (taxas de matrícula mais elevadas), mas não para o secundário nem o terciário. **H4** é refutada: democracias com constituições promulgadas após a democratização não diferem estatisticamente das demais no que diz respeito ao sistema educacional. **H5** recebe suporte parcial: autocracias de esquerda elevam o gasto agregado e a matrícula no ensino secundário em relação a autocracias de direita.
Veronese encerra destacando a importância da escolha da métrica de democracia como problema metodológico com implicações amplas: a não intercambialidade entre diferentes operacionalizações da democracia não é exclusiva da pesquisa sobre educação, mas um problema geral para estudos quantitativos comparados que adotam o regime político como variável. A agenda futura, implicitamente sugerida, inclui o desenvolvimento de estratégias de identificação mais robustas para o efeito causal do regime político e a investigação dos mecanismos que ligam o tipo de regime à composição (e não ao volume agregado) do gasto educacional.
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## Apêndice (pp. 85–114)
### Determinantes demográficos, econômicos, institucionais e políticos (A1) [§1–§25]
O Apêndice A1 serve a dupla função: (a) apresentar as teorias alternativas e complementares ao regime político como determinantes da política educacional; (b) justificar a inclusão de variáveis de controle nos modelos. Continuando de onde o fichamento foi interrompido — na última frase do Apêndice A1:A lógica de inclusão é que uma variável somente é um controle relevante se estiver correlacionada tanto com o regime político quanto com as variáveis dependentes educacionais, sob pena de gerar overfitting ou atenuar artificialmente o efeito estimado da democracia.
Fatores demográficos são discutidos na seção A1.1. A proporção de jovens (0–14 anos) é o controle demográfico mais discutido na literatura de gastos sociais: países com populações mais jovens enfrentam maior demanda por educação básica (Ansell, 2010; Kaufman e Segura-Ubiergo, 2001). A proporção de idosos (65+) é incluída para capturar a pressão competitiva por gasto em saúde e previdência. O crescimento populacional pode elevar a demanda absoluta por vagas, mas comprimir a fração do PIB destinada à educação se a expansão econômica não acompanhar o crescimento demográfico.
Fatores econômicos são detalhados em A1.2. O nível de renda per capita é associado positivamente ao gasto em educação tanto pelo lado da demanda (pais mais ricos demandam mais educação) quanto pelo lado da oferta (países mais ricos têm maior capacidade fiscal). Veronese ressalva que a correlação entre renda e regime político — democracias tendem a ser mais ricas — torna o controle do PIB per capita indispensável para evitar atribuir ao regime o que é efeito do desenvolvimento econômico. O crescimento do PIB controla flutuações econômicas cíclicas que afetam tanto a arrecadação tributária quanto as pressões políticas redistributivas. A abertura comercial é incluída como controle pois, conforme Ansell (2010), a integração econômica modifica a estrutura de incentivos para o investimento em capital humano ao atenuar o efeito de escassez.
Fatores institucionais são discutidos em A1.3. O Índice de Autoridade Regional (RAI) é incluído para capturar o grau de descentralização política, que pode afetar tanto o nível quanto a distribuição do gasto educacional. Sistemas federais como os do Brasil e da Argentina concentram parte do gasto em educação nos governos subnacionais, o que pode produzir viés sistemático nas variáveis dependentes caso o controle seja omitido.
Fatores políticos são examinados em A1.4. A orientação ideológica do governo — medida pela fração de assentos de partidos de esquerda na câmara baixa e pela dummy de chefe de governo de esquerda — controla o efeito de preferências governamentais sobre o gasto educacional, independente do regime. Esse controle é especialmente importante para isolar o efeito de regime do efeito de ideologia, evitando que associações entre democracia e esquerda na América Latina sejam atribuídas erroneamente ao tipo de regime.
5.2 Síntese das variáveis de controle [§26]
A seção A1.5 condensa os fatores em uma tabela que lista as variáveis, suas fontes e o sinal esperado sobre as variáveis dependentes. O critério de inclusão final equilibra relevância teórica (cada controle tem motivação na literatura) e disponibilidade empírica (a série deve ser suficientemente completa para não comprometer o painel). Veronese reconhece que a escolha dos controles é inevitavelmente parcial diante da multiplicidade de determinantes discutidos na literatura, e que a inclusão de variáveis adicionais é condicionada pela parcimônia necessária a modelos ECM com T moderado.
5.3 Derivação do ECM e tabelas adicionais (A2 e A3) [§27–§29]
A seção A2 formaliza a derivação do Modelo de Correção de Erro a partir de uma especificação autoregressiva de defasagens distribuídas (ARDL). Partindo do modelo geral ARDL(1,1) para o par ((y_{it}, x_{it})):
[ y_{i,t} = i + y{i,t-1} + 0 x{i,t} + 1 x{i,t-1} + _{i,t} ]
A reparametrização em primeira diferença produz a forma ECM:
[ y_{i,t} = i + {} y_{i,t-1} + {} x{i,t} + {} x{i,t-1} + _{i,t} ]
em que (< 0) (condição necessária para convergência ao equilíbrio), o efeito de longo prazo é (_{LR} = -/) e o efeito de curto prazo é (). A velocidade de ajustamento ao equilíbrio após um choque é dada por (||): quanto mais próximo de −1, mais rápido o ajuste. Veronese discute a interpretação substantiva dos coeficientes: uma transição democrática (mudança em (x)) produz um impacto imediato (curto prazo) e um deslocamento persistente do equilíbrio (longo prazo), sendo os dois efeitos estimáveis separadamente pelo ECM.
A seção A3 apresenta as tabelas adicionais: a Tabela 14 traz estatísticas descritivas por país, revelando a heterogeneidade considerável entre os 20 países da amostra nos padrões de gasto e acesso educacional; a Tabela 15 apresenta os testes de cross-sectional dependence (Pesaran, 2021), cujos resultados justificam o uso dos erros Driscoll-Kraay; a Tabela 16 reporta os testes de raiz unitária CIPS (Pesaran, 2007), com resultados sugerindo que a maioria das variáveis é integrada de ordem 1; e a Tabela 17 apresenta os testes de cointegração de Westerlund (2007), que indicam relações de cointegração entre as variáveis dependentes e as principais variáveis independentes para a maioria das especificações — justificativa central para o emprego do ECM.