2 Quem paga a conta?
Renda domiciliar, políticas educacionais e a queda da desigualdade de acesso à educação terciária no Brasil (1992–2025)
Resumo
Entre 1992 e 2025, a desigualdade de acesso à educação terciária por renda caiu expressivamente no Brasil, em meio a uma expansão concentrada no setor privado com fins lucrativos. Enquanto a literatura corrente explica essa trajetória por teorias que atribuem à saturação dos estratos privilegiados ou à competição por vagas um papel central na variação da desigualdade, argumentamos que a transformação das condições materiais e institucionais de continuidade dos estudos ao longo da escolarização é fator central para explicar a trajetória das desigualdades. Propomos deslocar a pergunta para a economia política de “quem paga a conta da continuidade dos estudos?”. Recursos familiares e provisão pública afetam o desempenho e as escolhas em sucessivas etapas, cujo legado condiciona quem chega à educação terciária. Com pesquisas domiciliares harmonizadas e registros administrativos, decompomos a desigualdade de ingresso entre elegibilidade, medida pela conclusão do ensino médio, e passagem entre concluintes. A maior parte da queda agregada ocorreu na elegibilidade; a desigualdade na passagem à educação terciária caiu entre 2007 e 2014, estabilizou-se até 2021 e voltou a cair nos anos recentes. A saturação dos estratos privilegiados não explica essa trajetória, pois nenhum decil se aproximou da participação universal na educação terciária. A competição acadêmica também tem alcance limitado em um sistema cuja maioria das vagas depende da capacidade de pagamento. O crescimento da renda, a expansão da educação básica pública e o barateamento relativo da oferta privada são compatíveis com a redução das barreiras à continuidade escolar. Bolsas e ações afirmativas produziram efeitos redistributivos importantes, mas os efeitos documentados sobre o ingresso adicional, os grupos alcançados e a escala dessas políticas não permitem atribuir-lhes grande parte da queda agregada das desigualdades do sistema. O desenho descritivo sustenta uma inferência à melhor explicação, sem estimar separadamente a contribuição de cada processo.
2.1 Introdução
No Brasil, o acesso à maioria das vagas na educação terciária não exige nem elevado desempenho acadêmico prévio nem aprovação em exames seletivos concorridos. A admissão, em última análise, depende principalmente da capacidade de arcar com os custos de continuar estudando, o que, para a maioria dos estudantes, implica pagar mensalidades, conciliar o trabalho remunerado com as aulas, deslocamentos e tempo de estudo, em especial nos cursos noturnos. A seleção competitiva, predominantemente via provas padronizadas, está concentrada em um segmento minoritário de instituições públicas gratuitas e em um conjunto restrito de cursos de elevado prestígio na rede privada. Dentro desse segmento seletivo, o desempenho em exames de admissão determina quem entra, e esse desempenho é fortemente estratificado pela renda e pela origem social dos candidatos (Senkevics et al., 2024).
Ao longo das últimas três décadas, a desigualdade de acesso à educação terciária por renda caiu acentuadamente, mas de forma não linear, em meio à expansão consistente do setor privado desde 1995. Explicar essa trajetória exige teorizar o mecanismo pelo qual a renda se converte em desigualdades educacionais ao longo da escolarização. A literatura distingue duas dimensões das desigualdades educacionais: os efeitos primários — diferenças de desempenho associadas à origem social — e os efeitos secundários — diferenças nas escolhas educacionais entre estudantes com desempenho semelhante (Breen & Goldthorpe, 1997; Breen & Jonsson, 2005). Os recursos familiares afetam tanto o desempenho quanto as escolhas. Estas, por sua vez, são feitas diante de custos, benefícios e chances percebidas de sucesso, dentro das alternativas e dos momentos de decisão definidos pelas instituições educacionais (Breen & Jonsson, 2005). As desigualdades de desempenho e de escolha se acumulam ao longo da trajetória escolar. Cada etapa condiciona quem chega à seguinte e, assim, a desigualdade observada em uma transição posterior reflete tanto o legado acumulado quanto a seletividade própria daquela transição educacional. Explicar a desigualdade de acesso à educação terciária no Brasil requer, portanto, considerar esse legado e perguntar quem “paga a conta” da continuidade dos estudos1, cujos custos e cuja distribuição entre famílias e Estado mudaram ao longo do período. Essa mudança é uma questão de economia política: escolhas sobre as regras de ingresso e disputas sobre políticas de financiamento, por exemplo, definem como os custos são repartidos entre famílias e Estado, enquanto as instituições moldam esse processo e fazem seus efeitos perdurarem no tempo (Ansell, 2010; Busemeyer, 2014; Carnoy, 2024; Garritzmann, 2016).
O caso brasileiro desafia diversas explicações tradicionalmente mobilizadas para explicar a trajetória temporal da desigualdade de acesso durante períodos de expansão educacional. A hipótese da MMI (Maximally Maintained Inequality), mobilizada em diferentes análises do caso brasileiro (Brito, 2017; Carvalhaes & Ribeiro, 2019; Ribeiro, 2011; Salata, 2018; Salata et al., 2025), prevê que a expansão tende a preservar a desigualdade medida via razões de chance (odds ratios) enquanto os grupos mais favorecidos não se aproximam da saturação. Outra teoria é mobilizada por Salata et al. (2025), que propõem que o Brasil corrobora a explicação da competição por vagas proposta por Alon (2009), segundo a qual a desigualdade depende da intensidade da disputa por oportunidades educacionais, seguindo o padrão da MMI caso a competição fique constante. A saturação e a competição por vagas não explicam adequadamente a trajetória agregada da desigualdade de acesso à educação terciária no Brasil. Argumentamos que essa trajetória deve ser compreendida como resultado de processos cumulativos, que afetam o desempenho e as escolhas ao longo da escolarização e condicionam quem chega à educação terciária.
Este artigo propõe uma explicação distinta. A consolidação do Estado de bem-estar social, a melhora das condições de vida, associada ao crescimento da renda e à expansão de serviços públicos, inclusive educacionais, oferecem uma chave mais promissora para compreender esse processo. Breen et al. (2009) e Breen (2010) mostram para a Europa Ocidental que a redução das desigualdades educacionais ao longo do século XX acompanhou transformações como a queda dos custos diretos da escolarização (com mais escolas acessíveis e financiadas pelo Estado), o crescimento da renda disponível, a expansão de serviços públicos e as políticas que reduziram a dependência das oportunidades educacionais em relação aos recursos familiares. Argumentamos que a queda da desigualdade de acesso por renda observada no Brasil é melhor explicada pelos mecanismos propostos pelos autores. As mudanças nas condições materiais da população (medidas pela renda domiciliar per capita), impactadas também pelo avanço de políticas públicas redistributivas (Arretche, 2018), e as características institucionais do sistema educacional, que moldam o desempenho e as escolhas nas diversas etapas, são explicações mais adequadas para esse processo de transformação nas desigualdades. Cada transição é condição necessária, mas não suficiente, para a seguinte, e o crescimento da renda domiciliar afeta o peso relativo dos custos educacionais e a pressão para priorizar o trabalho em detrimento dos estudos em várias das etapas educacionais.
A trajetória de queda da desigualdade no acesso à educação terciária ocorreu em paralelo a uma grande expansão da oferta pública de educação básica, especialmente a ampliação do ensino médio, cuja conclusão aumenta o contingente elegível a disputar uma vaga na educação terciária. Ela também chama atenção para uma relação menos enfatizada no debate público: não apenas mais educação pode gerar mais renda para as pessoas que acessam esse serviço, mas as evidências indicam que o crescimento da renda foi um fator central para a ampliação do acesso educacional. Ou seja, não apenas a educação impacta a renda, mas o inverso também é verdadeiro. Ao longo da educação básica, a redução das barreiras à progressão amplia a parcela dos estudantes menos privilegiados que conclui o ensino médio, requisito necessário, mas não suficiente, para ingressar na educação terciária. Já entre concluintes, os custos de continuar estudando e as políticas de financiamento afetam as possibilidades de ingresso. As evidências encontradas apontam que a maior parte da queda do índice agregado se concentrou na redução da desigualdade de elegibilidade, ou seja, antes da transição específica da educação terciária. A desigualdade na transição entre os elegíveis também caiu, em dois momentos: entre 2007 e 2014 e nos anos recentes.
Essa abordagem, centrada na economia política da desigualdade educacional, trata a desigualdade como produto da configuração institucional do sistema de ensino e da forma como os custos da continuidade dos estudos são distribuídos entre o Estado e as famílias e de como as relações políticas e de poder transformam as políticas educacionais (Ansell, 2010; Carnoy, 2024; Garritzmann, 2016). No plano dos mecanismos individuais de decisão educacional (Breen & Goldthorpe, 1997), a continuidade depende do peso relativo dos custos diretos (mensalidades e custos associados à educação) e dos custos de oportunidade (trabalho remunerado sacrificado) sobre a renda disponível do domicílio. Sistemas educacionais em que a expansão das vagas recai primordialmente sobre o mercado privado sem políticas de suporte tendem a manter a transição estritamente atrelada à capacidade de pagamento das famílias; sistemas que subsidiam a matrícula ou ofertam gratuidade universal, tudo o mais constante, atenuam essa dependência.
A literatura de economia política comparada demonstrou que a divisão entre quem financia esses custos — se os estudantes via cobrança de mensalidades, ou o Estado via subsídios e auxílios diretos — varia amplamente entre países e ao longo do tempo como reflexo de preferências partidárias e dinâmicas de dependência de trajetória (Garritzmann, 2016). Ao classificar as democracias ricas nos “Quatro Mundos do Financiamento Estudantil”, Garritzmann (2016) mostra como a sequência e a duração de governos no poder moldaram regimes mais ou menos generosos de subsídio ou privatização dos custos. Contudo, como o próprio autor explicita (Garritzmann, 2016, pp. 309–310), essa literatura concentrou-se em explicar a gênese e a consolidação dos modelos de financiamento (policy outputs), deixando em aberto a mensuração empírica de suas consequências distributivas sobre a desigualdade de acesso dos indivíduos ao longo do tempo (inequality outcomes). Neste texto, colocamos em diálogo a literatura da estratificação com a da economia política para explicar a trajetória das desigualdades e sua relação com as políticas de financiamento educacional e bem-estar que impactam a desigualdade educacional. No Brasil, esse arranjo assumiu contornos singulares: em um sistema marcado pela concentração de matrículas em um setor privado cuja maior parte dos estudantes paga mensalidade, a redução observada da desigualdade de acesso relacionada à renda está correlacionada com o aumento real da renda dos mais pobres e a adoção de políticas que subsidiaram o ingresso (o Programa Universidade para Todos, ProUni; o Fundo de Financiamento Estudantil, FIES; e as cotas), operando sobre uma coorte cuja elegibilidade fora viabilizada pela expansão prévia do ensino médio público, que era um dos principais gargalos na continuidade educacional. Contribuímos, assim, para dois debates. Para a economia política do financiamento educacional, trazemos evidências sobre as consequências distributivas de políticas de financiamento; para a sociologia da estratificação, mostramos que a trajetória brasileira se aproxima mais do padrão descrito por Breen et al. (2009), em que a equalização se concentra nas transições anteriores e acompanha as condições de vida, do que do mecanismo de competição proposto por Alon (2009).
2.2 Dados e medidas
A evidência mobilizada neste texto vem de dois grupos de fontes. O primeiro são as pesquisas domiciliares amostrais do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), harmonizadas em uma base de dados em nível individual representativa da maior parte da população brasileira, com cerca de 12 milhões de registros: a Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), de 1992 a 2015, e a PNAD Contínua, restrita à primeira entrevista de cada domicílio, de 2016 a 2025. Cada ano é lido de uma única fonte, sem interpolação na troca de instrumento; os anos de 2012 a 2015, cobertos pelas duas pesquisas, foram mantidos em ambas para validar a emenda e entram nas séries apenas pela PNAD anual.
A posição de cada pessoa na distribuição é a renda per capita do domicílio, convertida a reais e deflacionada pelo Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA) a preços de janeiro de 2024 a partir do mês de referência de cada pesquisa. Os decis e centis são calculados sobre a população inteira, ponderados, separadamente em cada ano e fonte, de modo que a posição de um jovem é a do seu domicílio na distribuição nacional daquele ano.
Sobre a coorte de 18 a 24 anos em cada ano, medimos três resultados binários: ter concluído o ensino médio; ter ingressado alguma vez na educação terciária; e estar matriculado no momento da pesquisa. O segundo resultado é construído a partir dos itens de frequência atual e de nível anteriormente frequentado, de modo a contar também quem já concluiu ou abandonou o curso. O terceiro é usado na comparação entre as redes pública e privada, entre quem está frequentando o curso, único caso em que a rede é observada na pesquisa. Ao longo do texto, “ingresso” designa ter entrado alguma vez na educação terciária; “matrícula”, estar frequentando no momento da pesquisa. A escolha da renda como proxy de origem, em lugar da classe ou da escolaridade dos pais, decorre do próprio argumento, que opera pela restrição orçamentária das famílias.
O segundo grupo de fontes reúne registros administrativos da educação formal no Brasil, produzidos pelo Instituto Nacional de Estudos e Pesquisas Educacionais Anísio Teixeira (INEP) e consultados por meio do Serviço de Acesso a Dados Protegidos (SEDAP+), que permite acessar essas estatísticas remotamente com um algoritmo de privacidade diferencial, que adiciona ruído para preservar a privacidade sem alterar substantivamente o valor dos dados. Como a plataforma suprime células com poucos indivíduos, as categorias menores ficam subestimadas e os totais anuais ficam cerca de 1% abaixo dos publicados, sem afetar as proporções usadas no argumento. Os microdados do Censo da Educação Básica (Censo Escolar), do Exame Nacional do Ensino Médio (ENEM) e do Censo da Educação Superior permitem analisar as matrículas por setor e via de acesso (ampla concorrência, vagas reservadas, FIES e ProUni) e cruzá-las com os estratos de renda obtidos pelo questionário do ENEM. O vínculo entre o Censo Escolar, o ENEM e o Censo da Educação Superior permite acompanhar estudantes ao longo de vários anos desde a conclusão do ensino médio até a matrícula na educação terciária.
Medimos a desigualdade de acesso pelo índice de concentração de Wagstaff (Erreygers, 2009; Wagstaff, 2005, 2011), um índice de desigualdade na distribuição de resultados binários segundo a posição de renda, desenvolvido originalmente para a discussão de desigualdade na economia da saúde. O índice ordena um subgrupo da população pela renda domiciliar per capita e resume, em um escalar análogo ao Gini, quanto o resultado se concentra entre os mais ricos. Como os resultados são binários e suas médias variam ao longo do período, o índice de concentração simples tem um limite superior que depende dessa média; a normalização de Wagstaff (\(W = C/(1-\mu)\)) permite comparações entre anos com taxas de acesso distintas. Valores de \(W\) próximos de zero indicam menor concentração por renda; valores positivos mais altos indicam maior concentração entre os grupos de renda elevada. Valores negativos indicariam que a variável em questão está mais concentrada entre os mais pobres, o que não é o caso nesta pesquisa.
Diferentemente das razões de chance entre classes de origem, que comparam as chances de acesso entre dois grupos, geralmente em campos opostos de renda e/ou prestígio ocupacional, \(W\) usa toda a distribuição de renda e responde à forma como o acesso adicional se distribui entre os estratos, que é a propriedade relevante quando a pergunta é sobre quem foi incorporado em cada ano de expansão das matrículas.
Essas medidas descrevem como o acesso se distribui pela renda em cada ano e não identificam o efeito de nenhuma política. A adjudicação entre as explicações confronta a trajetória observada com as implicações de cada teoria e com evidências que permitam discriminá-las, para identificar a explicação mais consistente com o conjunto disponível de informações (De Kadt & Grzymala-Busse, 2025; Fairfield & Charman, 2022; Spirling & Stewart, 2025).
2.3 Trajetória da desigualdade: elegibilidade e ingresso
A Figure 2 exibe a trajetória a ser explicada: um patamar alto e estável ao longo dos anos 1990 e do início dos anos 2000, uma queda acentuada entre 2005 e 2015, estagnação até 2021 e retomada da queda em seguida. Essa trajetória acompanha a do Gini de renda e se move em sentido oposto à da renda média do país. Essas correlações são esperadas no cenário em que a melhora da renda das famílias seja um mecanismo importante na trajetória das desigualdades educacionais.
A desigualdade de ingresso na educação terciária pode ser dividida entre a desigualdade legada do percurso escolar anterior e a seletividade da passagem entre os concluintes do ensino médio. A conclusão dessa etapa define a elegibilidade à educação terciária e registra o resultado acumulado das transições anteriores. A decomposição distingue essas duas parcelas, permitindo localizar onde se concentrou a mudança observada.
A Figure 2.1 descreve a transformação na taxa de conclusão do ensino médio. No início dos anos 1990, concluir essa etapa era um grande gargalo da educação formal no Brasil. A conclusão tornou-se progressivamente menos desigual ao longo do período, com crescimento em todos os decis de renda. O decil mais rico, que já registrava maioria de concluintes no início da série, aproxima-se da saturação no ensino médio nos anos 2000, enquanto os decis inferiores respondem pela maior parte da redução da desigualdade de elegibilidade nas décadas seguintes.
A Figure 2.2 traduz essa expansão em desigualdade e separa as duas parcelas da decomposição. A série dos triângulos é o índice de Wagstaff do ingresso na educação terciária para toda a coorte de 18 a 24 anos, a mesma da Figure 2. Como todo ingressante concluiu o ensino médio, a posição média de renda sobe em degraus ao longo do funil: da coorte inteira para os concluintes e destes para os ingressantes. O índice de concentração de um resultado binário corresponde a duas vezes a distância entre a posição média de renda de quem tem o resultado e a mediana da coorte.
A desigualdade do ingresso decompõe-se exatamente, em todos os anos, em duas parcelas que somam o total. A primeira é a desigualdade de elegibilidade: o índice de concentração da conclusão do ensino médio na coorte inteira (círculos). A segunda é a desigualdade da transição: a concentração do ingresso entre os concluintes, medida pelas posições de renda que eles ocupam na coorte (quadrados). Ambas estão na escala do total; por isso, a fração correspondente a cada uma não depende da normalização de Wagstaff. A parcela de elegibilidade não coincide, portanto, com o índice de Wagstaff da conclusão do ensino médio, que tem denominador próprio e é reportado no apêndice. Ela pode ser lida como o valor que o índice do ingresso assumiria se a transição entre concluintes fosse neutra em relação à renda; a parcela da transição é o que o degrau seguinte acrescenta. A série condicional convencional, que recalcula as posições de renda dentro do grupo de concluintes, responde a outra pergunta e não compõe essa soma; ela é apresentada e discutida na nota estendida da Figure 2.2, no apêndice de dados.
As duas parcelas têm cronologias distintas. A da elegibilidade cai ao longo de quase todo o período, com o recuo mais acentuado entre o final dos anos 1990 e meados da década de 2010 e sem interrupção visível nos governos posteriores, acompanhando a expansão da conclusão do ensino médio descrita na Figure 2.1. Ao fim da série, ela responde por uma fração pequena da desigualdade do ingresso. A da transição faz o percurso inverso na primeira metade do período: cresce durante os anos 1990 e o início dos anos 2000, atinge seu máximo em meados daquela década, cai a partir de 2007, com um degrau entre 2006 e 2007 e uma queda mais contínua até 2014, mantém-se estável entre 2015 e 2021 e volta a cair a partir de 2022. As duas se igualam em 2004 e trocam de posição em seguida: até ali, a maior parte da desigualdade do ingresso estava em quem chegava a concluir o ensino médio; a partir daí, passou a estar em quem, tendo concluído, ingressava, e o peso da elegibilidade segue diminuindo até o fim da série. A conclusão do ensino médio sem ingresso na educação terciária, que no início da série ainda era concentrada nos mais ricos, deixou de sê-lo por volta de 2017, o que significa que o índice da conclusão carrega hoje pouco conteúdo além do índice da educação terciária que ele contém.
A concentração da equalização nas etapas anteriores tem um precedente analítico em Breen et al. (2009). Em oito países europeus, os autores encontram que a redução das desigualdades por origem de classe ocorreu sobretudo na transição para o ensino secundário; a desigualdade na transição para a educação terciária permaneceu estável. No Brasil, a decomposição por renda mostra que a redução da desigualdade de elegibilidade responde pela maior parte da queda agregada. As análises convergem quanto à importância do percurso anterior, embora empreguem medidas e populações distintas.
2.4 Os limites das explicações correntes
Neste artigo, mobilizamos como teorias rivais as leituras das teorias da estratificação social sobre desigualdade de acesso mais presentes na literatura nacional corrente (Salata et al., 2025). Essas são as teorias propostas por Raftery & Hout (1993) e por Alon (2009). Argumentamos que tais proposições são explicações inadequadas para o caso brasileiro. Outras explicações rivais poderiam ter sido mobilizadas. Uma delas são as teorias sobre as desigualdades horizontais, isto é, as desigualdades relacionadas à diferença de prestígio em um mesmo nível educacional. Esse problema, frequentemente mobilizado para argumentar que a redução da desigualdade de renda no acesso à educação deve ser relativizada, na medida em que a desigualdade se translada para outras distinções de prestígio quando as desigualdades de acesso caem, configura um objeto empírico distinto, não contemplado pelo esforço apresentado nesta pesquisa e tratado por outra literatura (Carvalhaes & Ribeiro, 2019).
2.4.1 Saturação da matrícula e as desigualdades educacionais
A hipótese da Desigualdade Maximamente Mantida tornou-se uma das proposições mais populares da estratificação social aplicada a desigualdades educacionais. A contribuição da MMI para pensar as desigualdades educacionais é bastante extensa ao operacionalizar empiricamente uma série de proposições derivadas das teorias da escolha racional para as desigualdades educacionais. No entanto, a multiplicidade de contribuições dessa teoria faz com que ela tenha diversas implicações de diferentes estatutos epistêmicos que geraram diferentes leituras pela literatura. A MMI é por vezes lida como uma descrição longitudinal das desigualdades em que as razões de chance de desigualdade entre grupos permanecem constantes até que a classe mais alta atinja a saturação das matrículas. Ela também é mobilizada para tratar dos mecanismos pelos quais se explica essa constância na desigualdade, relacionados justamente à escolha racional dos indivíduos de diferentes classes sociais, que explica o equilíbrio de desigualdade e a escolha das classes mais altas de continuar a trajetória educacional mais frequentemente que as classes mais baixas. Outra dimensão se relaciona à expectativa de que as elites não iriam se contrapor à expansão educacional mesmo depois de, devido à saturação, deixarem de se beneficiar da expansão das vagas.
Assim, apesar de algumas das expectativas dessa teoria poderem ser verdadeiras enquanto sua previsão sobre a trajetória das desigualdades não se concretiza empiricamente, algumas leituras dessa teoria que se popularizaram na literatura nacional são incoerentes com o que a MMI propõe. Não são incomuns leituras como a seguinte: “a expansão de determinado nível de ensino irá beneficiar primeiramente os filhos das classes superiores, que […] irão ser os primeiros a ocupar as novas vagas criadas”, de modo que apenas depois desse primeiro momento a expansão passaria a beneficiar os filhos das classes mais baixas (Salata et al., 2025, p. 9). Essa interpretação é contraditória com o que a MMI efetivamente descreve. Na proposição de Raftery & Hout (1993, pp. 56–57), quando a expansão supera a demanda gerada pela recomposição das origens sociais, as taxas de transição de todas as origens aumentam, de forma a preservar as razões de chance entre classes, e os próprios autores observam que a expansão só pôde ocorrer porque as taxas de entrada dos filhos de origens mais baixas cresceram mais do que as dos filhos de origens mais altas. A observação decorre da própria aritmética das razões de chance: para que elas permaneçam constantes enquanto a matrícula cresce, a taxa de matrícula dos mais pobres tem necessariamente que crescer mais rápido, em termos proporcionais, que a dos mais ricos, ainda que, a depender do nível de partida, estes possam ganhar mais pontos percentuais e ocupar a maior parte das vagas novas. Em um cenário de razões de chance constantes, portanto, os mais pobres se beneficiam da expansão desde o início, e o que se mantém até a saturação dos estratos superiores é apenas a vantagem relativa medida por razões de chance; a leitura sequencial dá a entender que haveria uma etapa em que a expansão ainda não alcançaria os mais pobres. A dificuldade se agrava porque a MMI é tomada em acepções distintas: como uma teoria que gera expectativas sobre como grupos sociais diferentes se comportam em relação à continuidade educacional, como um mecanismo baseado na saturação para explicar a queda na desigualdade educacional e como uma descrição dos momentos em que as razões de chance entre grupos permanecem constantes. Fenômenos bastante diferentes acabam designados pelo mesmo nome, e a descrição dos achados empíricos se confunde com as possíveis explicações para a trajetória das desigualdades. Que a desigualdade medida por razões de chance tenha ficado constante em certos momentos não implica que a MMI enquanto mecanismo esteja presente.
Leituras que tratam a MMI como uma teoria que postula um mecanismo (não somente uma descrição) para a variação nas desigualdades educacionais durante períodos de expansão educacional têm a expectativa de que as diferenças de classe nas taxas de transição educacional permanecem estáveis até que os estratos privilegiados se aproximem da participação universal (Raftery & Hout, 1993). Nesse caso, a saturação é a condição central para a queda nas desigualdades. Para além da propriedade estatística de que uma variável de desigualdade binária não pode continuar crescendo depois que todos aqueles de origem de elite tiverem realizado com sucesso uma transição educacional, o argumento original dos autores era que as elites não tentariam limitar a expansão educacional quando a matrícula dos mais privilegiados já tivesse se completado, permitindo aos menos prestigiados reduzir a distância no acesso educacional em determinado nível (Hout & DiPrete, 2006, p. 9).
No Brasil, esse mecanismo não pode explicar a variação nas desigualdades na medida em que não houve saturação dos grupos relevantes, como vemos em Figure 2.3. As taxas de ingresso dos decis superiores de renda permaneceram longe de qualquer patamar de saturação durante o ciclo de expansão, ficando abaixo do patamar que a literatura trata como saturação mesmo em seu critério menos exigente (Shavit et al., 2007). O crescimento da participação foi generalizado, mas com velocidades distintas ao longo do período: os mais ricos crescem muito mais rapidamente durante os anos 1990 e desaceleram em seguida, enquanto os mais pobres ganham ritmo.
Sem saturação, a premissa que embasa o argumento da MMI não pode estar presente, tornando a explicação pouco relevante para o caso analisado, que contraria expectativas mais fortes de uma generalização da teoria para além do seu caso original. A expectativa de que ela se generalizasse para além do contexto da Irlanda e do Reino Unido, onde foi inicialmente identificada e teorizada, foi frustrada há décadas quando foi constatado que muitos outros países seguiram padrões distintos de desigualdade. Uma revisão canônica da sociologia da estratificação propôs tratar os padrões descritos pela MMI — razões de chance constantes — como referencial comparativo, e não como expectativa explicativa (Hout & DiPrete, 2006).
Shavit et al. (2007) propõem que mesmo em momentos em que as razões de chance (odds ratios) se mantêm constantes na desigualdade educacional, podemos interpretar o fenômeno como uma redução das desigualdades, já que, mesmo quando a seleção social relativa não se altera, a expansão possibilita que, em termos absolutos, milhões de estudantes das classes desfavorecidas que antes estavam excluídos acessem o educação terciária (Shavit et al., 2007, pp. 28–30). Ou seja, os padrões descritos como desigualdades persistentes podem ser lidos como um fenômeno de diminuição, não persistência de desigualdades de transição educacional:
When inequality in an expanding system is stable rather than on the rise, the system should be regarded as increasingly inclusive because it allows larger proportions of all social strata to attend. By this notion, not only should most of our cases be regarded as increasingly inclusive, but so should those reported by Shavit & Blossfeld (1993) despite the stability that they find in the parameters of the educational stratification process […] even when relative advantages are preserved, because it extends a valued good to a broader spectrum of the population. (Shavit et al., 2007, pp. 29–30)
Esses desenvolvimentos exigem distinguir as diferentes proposições reunidas sob a MMI. A preservação das razões de chance descreve um padrão de desigualdade; a saturação oferece uma expectativa sobre o momento em que sua queda é esperada; e as avaliações de custos e benefícios constituem o mecanismo pressuposto para explicar essa desigualdade nas decisões educacionais. Adicionalmente, os autores postulam que as elites não tentam bloquear a expansão educacional após a saturação. A crítica desenvolvida aqui dirige-se à mobilização da saturação para explicar a queda da desigualdade de acesso à educação terciária no Brasil. Como os estratos superiores permaneceram distantes da participação universal nessa etapa, esse mecanismo não explica a trajetória observada. Além disso, a própria literatura da estratificação passou a interpretar a queda das desigualdades nos países que implementaram projetos social-democratas como um desafio às suas premissas (Hout & DiPrete, 2006, p. 8). Os avanços dessa literatura mostram que o próprio nome dessa teoria não é mais tão coerente com sua interpretação desde que a MMI passou a ser lida também como descrição de uma situação que pode ser considerada inclusiva em relação às desigualdades de acesso.
2.4.2 Competição por vagas
A segunda explicação alternativa para a trajetória das desigualdades é o modelo de competição de Alon (2009). A autora argumenta que a magnitude da disparidade de classe oscila historicamente de acordo com o nível de competição por vagas no sistema pós-secundário, entendido como a relação entre a oferta de vagas e a demanda por educação terciária, e é impulsionada por dois mecanismos interligados: a exclusão e a adaptação. A primeira consiste na elevação do peso de critérios seletivos competitivos, como testes padronizados, pelas instituições educacionais para triar um volume de candidatos que excede as vagas. Esse recurso provoca a adaptação, que é o esforço desigual das famílias, a depender de seus recursos, para treinar seus filhos e melhorar seus desempenhos nesses critérios. Como as barreiras acadêmicas são universais, mas a capacidade de se adaptar a elas varia por classe, a autora sustenta que a adaptação dos privilegiados é o mecanismo principal para a expansão da desigualdade em momentos de alta competição, hipótese que seus resultados para os Estados Unidos corroboram. Dado tal mecanismo, a desigualdade poderia permanecer constante, como esperam as teorias anteriores, ou variar para cima ou para baixo. A autora propõe três protótipos: a Desigualdade Efetivamente em Declínio (EDI, Effectively Declining Inequality), que ocorre quando a oferta de vagas supera a procura, levando as instituições a relaxarem seus filtros de admissão e tornando o sistema mais inclusivo com o estreitamento da brecha de classe, principalmente nos cursos e instituições de menor seletividade (como nos EUA na década de 1970); a Desigualdade Efetivamente Mantida (EMI, Effectively Maintained Inequality), definida pela estabilidade das distâncias relativas entre origens sociais entre coortes, na qual as diferenças qualitativas de prestígio acadêmico substituem as barreiras quantitativas de acesso, conforme proposto por Lucas (2001); e a Desigualdade Efetivamente em Expansão (EEI, Effectively Expanding Inequality), que se consolida quando a demanda por diplomação supera amplamente as vagas disponíveis e a competição se acirra (como a partir de meados dos anos 1980), momento em que as vantagens das classes favorecidas não apenas se preservam, mas se expandem ativamente, em especial no acesso às universidades mais seletivas. Ambos os mecanismos pressupõem, contudo, que a vaga seja alocada por seleção acadêmica: a própria autora reconhece a elevação das mensalidades como uma barreira de exclusão, mas a coloca deliberadamente em segundo plano, tratando o preparo acadêmico como o fator de longe mais consequente para o acesso e a escolha da instituição no caso americano.
Salata et al. (2025) argumentam que a tese de Alon (2009) explica o caso brasileiro: a desigualdade de acesso entre os concluintes do ensino médio teria alternado momentos de EEI (1992–2004), EDI (2005–2014) e MMI (2015–2022), a depender do jogo de forças entre a expansão dos níveis precedentes e a da própria educação terciária (Salata et al., 2025, pp. 12, 31). A competição, nessa leitura, é operacionalizada pela razão entre o número de jovens de 18 a 24 anos com ensino médio completo e o número dos que ingressaram na educação terciária.
Essa proposta tem, contudo, uma série de problemas em suas premissas, e o primeiro é usar a matrícula como proxy da oferta educacional. Jackson (2021) mostra por que a taxa de matrícula não mede a capacidade do sistema, mas o ponto de equilíbrio em que a oferta de vagas encontra a demanda dos estudantes aptos e com recursos para se matricular, da mesma forma que a taxa de emprego não mede os postos de trabalho disponíveis, mas é um equilíbrio entre a oferta e a demanda; ela também é endógena à razão de chance que mede a desigualdade de oportunidades, de modo que uma mudança na desigualdade se reflete mecanicamente na taxa de matrícula. Uma medida contaminada pela demanda e endógena à variável que se quer explicar não é evidência crível de que a oferta afeta a desigualdade.
Medir quantas vagas estão disponíveis em determinado nível educacional não é trivial. Enquanto no setor público gratuito predominam vagas escassas e competitivas, o setor privado, para evitar o desgaste burocrático de ter que solicitar novas autorizações no futuro, sempre buscou autorização para abrir muito mais vagas do que viria a preencher e por vezes do que tinha capacidade de ofertar (Almeida, 2012; Cunha, 2003), de modo que o número de vagas autorizadas também não é considerado uma métrica crível de oferta. Existe, no entanto, uma capacidade ociosa no setor privado reconhecida há décadas, que contribuiu para a formulação de políticas como o ProUni (Carvalho, 2006; Carvalho, 2011; Souza & Menezes, 2014). O mecanismo proposto não é, assim, tão facilmente testável e a matrícula não é uma proxy razoável como sugerem Salata et al. (2025).
Mais importante, a exclusão e a adaptação pressupõem que a instituição racione vagas por critérios acadêmicos. Grande parte do setor privado brasileiro, tendo excesso de vagas, admite os estudantes que podem pagar as mensalidades, independentemente do desempenho. A restrição vinculante não é predominantemente a seleção, mas o custo: se estudantes elegíveis não se matriculam por não poderem pagar, o que se observa não é competição por vagas, mas capacidade de financiar a continuidade dos estudos, um problema que escapa ao mecanismo proposto. Mesmo considerando a competitividade do setor público, as políticas afirmativas implementadas nas últimas décadas limitaram a operação desse mecanismo ao restringir a competição entre categorias de estudantes.
Senkevics et al. (2024) mostram, vinculando o Censo Escolar, o ENEM e o Censo da Educação Superior, que no setor privado o efeito direto da renda é compensatório: os estudantes de alta renda têm uma dupla vantagem, porque tendem a obter desempenho mais alto, por terem tido melhores oportunidades de formação, e porque, mesmo com desempenho baixo, ingressam em um setor privado pouco sensível ao desempenho acadêmico, que governa sobretudo o acesso ao setor público gratuito e seletivo. Na Figure B.2, reproduzimos essa evidência para duas coortes de concluintes do ensino médio, a de 2012, tal qual o estudo original, e a de 2019. Apresentamos, entre os estudantes que fizeram o ENEM, os indivíduos do decil mais pobre e do decil mais rico de renda familiar declarada no questionário do exame, e verificamos, ao longo dos cinco anos seguintes, quem ingressou na educação terciária e em qual setor. Cada painel corresponde a um destino; o eixo horizontal ordena os estudantes pelo desempenho no exame; a cor separa os mais pobres dos mais ricos; o tamanho de cada círculo indica quantos estudantes de cada grupo de renda estão em cada faixa de desempenho, e os círculos grandes ficam à esquerda para os pobres e à direita para os ricos porque a nota é, ela própria, estratificada pela renda.
A Figure B.2 evidencia a dupla vantagem dos mais ricos, muito mais representados nas faixas de maior desempenho. Essa leitura decorre da dinâmica das curvas nos três painéis. No setor público, as curvas dos dois estratos sobem conjuntamente com o desempenho, o que indica a centralidade da nota para acessar esse segmento. Condicionada a ela, a renda tem efeito menor; sua principal vantagem é concentrar muito mais estudantes do decil superior entre os que obtêm notas altas.
No setor privado, a curva dos mais ricos permanece alta e praticamente plana ao longo de quase toda a distribuição de desempenho. Isso indica que a nota pesa menos nas chances de um estudante rico com baixo desempenho acessar a educação terciária. A curva dos mais pobres fica abaixo em todos os pontos e, na coorte de 2012, sobe até o meio da distribuição; para eles, portanto, o ingresso no setor privado era mais sensível ao desempenho do que para os ricos.
Essa descrição é coerente com a hipótese de que pesa aí a competitividade dos programas de financiamento e bolsa, ProUni e FIES, que condicionam o subsídio público à nota no ENEM e eram, naquele momento, uma via importante de entrada dos mais pobres em uma vaga paga: o desempenho importa, nesse caso, não pela competição pela vaga, mas pela competição pelo subsídio. É essa diferença entre os setores que aparece no painel de não acesso como uma distância grande entre pobres e ricos nas faixas inferiores de nota, distância que só se fecha no topo, onde a nota abre o setor público para todos.
Ao olhar para a coorte de 2019, verificamos que a variação está concentrada nas curvas dos mais pobres. Entre eles, a chance de ficar fora da educação terciária caiu mais onde a nota é mais baixa. Esse ganho foi absorvido em ambos os setores, com o setor público seguindo o padrão de desempenho e o setor privado ficando menos sensível ao desempenho para os mais pobres. No setor privado, a curva para os pobres subiu sobretudo nas faixas inferiores de nota e se tornou mais plana; o setor público também cresceu para os pobres em todas as faixas, com maior intensidade nas intermediárias e altas, coerente com a consolidação das ações afirmativas, mas possivelmente decorrente também de uma diminuição da realização do ENEM pelos estudantes que não pretendem disputar o setor público ou as vagas no FIES e ProUni.
A perda de importância relativa dessas políticas, em particular com o avanço do ensino a distância, faz com que o desempenho perca relevância para o ingresso no setor privado, enquanto, no setor público, as ações afirmativas ampliaram as chances dos mais pobres que se candidataram pelo ENEM. No entanto, o público que faz o ENEM mudou entre as duas coortes, com uma queda substantiva na proporção de concluintes que prestam o exame. Assim, parte da mudança pode refletir quem deixou de fazer a prova tanto quanto quem passou a ingressar. A análise que fixa a rede de origem, reportada no apêndice, mostra que o hiato entre pobres e ricos cai também dentro de uma mesma rede, o que afasta a hipótese de que a mudança seja apenas de composição. As curvas dos mais ricos se moveram menos e mantiveram padrões semelhantes, embora sua taxa de ingresso tenha aumentado sensivelmente.
A decomposição que Senkevics et al. (2024, p. 874) propõem revela que, no setor público, o hiato é essencialmente de composição e o efeito direto da renda é negativo, ou seja, dado o desempenho, o estudante pobre tem probabilidade maior de ingressar do que o rico. No setor privado, que absorve três quartos dos ingressantes, o desempenho acadêmico explica apenas parte do hiato; o restante corresponde ao efeito direto da renda, que persiste entre estudantes com desempenho semelhante. O desempenho, portanto, importa para a desigualdade de acesso, mas importa de modo assimétrico em um segmento minoritário do sistema. Enquanto para os ricos o desempenho importa para definir em qual setor ingressam, para os pobres decide se ingressam. Uma hipótese é que a nota permite uma vaga gratuita no setor público ou um subsídio no setor privado, ou seja, uma questão de financiamento dos estudos.
Tais evidências enfraquecem a tese de que o mecanismo de competição seja uma explicação central para a trajetória das desigualdades. Ele é relevante no segmento seletivo, mas esse segmento responde por uma parcela minoritária das vagas, e para os mais pobres a disputa por desempenho se dá menos por vagas do que por subsídios que substituem a renda que lhes falta. Propomos, assim, que a renda disponível entre os mais pobres, em relação aos custos de continuar estudando, é uma explicação mais plausível, como um dos mecanismos de maior peso entre os vários que operaram na trajetória observada.
O quadro abaixo resume o exercício de adjudicação anunciado na seção de dados e medidas: para cada explicação, a implicação que dela se extrai e o que a evidência deste capítulo mostra a respeito.
| Explicação | Implicação observável | O que se observa |
|---|---|---|
| Saturação como explicação da queda da desigualdade no acesso à educação terciária | A redução da desigualdade de ingresso é atribuída à aproximação dos estratos superiores da participação universal | A desigualdade de acesso por renda caiu enquanto os decis superiores permaneceram distantes da saturação no ingresso na educação terciária (Figure 2.3) |
| Competição por vagas | A desigualdade acompanha a intensidade da disputa, e a vantagem dos privilegiados cresce onde a seleção acadêmica raciona a vaga | A maior parte das vagas é alocada por capacidade de pagamento, não por desempenho; no setor privado o desempenho é pouco consequente para os ricos, e para os pobres ele decide o acesso ao subsídio mais do que à vaga (Figure B.2) |
| Renda e políticas | A desigualdade cai quando a renda dos mais pobres sobe em relação ao custo de continuar estudando e quando políticas reduzem a dependência da renda | A queda é contemporânea ao crescimento da renda e ao barateamento relativo da mensalidade (Figure 2.5; Figure 2.7), se interrompe quando a renda recua e o FIES se contrai, e é retomada com a recuperação da renda (Figure 2.2) |
2.5 Renda domiciliar, políticas educacionais e educação básica
A concentração da queda na elegibilidade exige uma explicação que alcance as etapas anteriores à educação terciária. Renda, proteção social e provisão educacional afetam esse percurso, enquanto custos e regras de acesso também condicionam a passagem entre concluintes. Os padrões descritos pela decomposição podem ser explicados a partir dos mecanismos discutidos na literatura sobre desigualdade educacional. Breen et al. (2009) enquadram essa discussão na ótica dos efeitos primários das origens sociais, ligados às condições que afetam o desempenho escolar, e efeitos secundários, ligados às escolhas educacionais feitas mesmo entre estudantes com desempenho semelhante. Breen (2010), analisando o caso da Suécia, argumenta que tanto as políticas educacionais específicas — como gratuidade, alimentação, saúde e materiais escolares — quanto a maior igualdade de condições produzida pela tributação, pelo Estado de bem-estar e pelas políticas de mercado de trabalho são fatores que devem afetar a desigualdade educacional. Melhores condições de saúde e nutrição, serviços educacionais e proteção social podem reduzir desvantagens de desempenho antes da decisão; a redução de mensalidades e custos de oportunidade, o crescimento da renda familiar e o apoio estudantil podem alterar a decisão de continuar. Essa formulação é consistente com os micromecanismos de Raftery & Hout (1993) e Breen & Goldthorpe (1997), nos quais as famílias avaliam custos diretos e de oportunidade em relação aos retornos esperados.
O momento da decisão também importa. Breen & Jonsson (2005) observam que a associação entre origem social e escolaridade tende a ser mais forte nas etapas e idades iniciais; a revisão discute evidências de que adiar a primeira seleção educacional pode reduzir a desigualdade de oportunidades. Ao longo da segunda metade do século XX, o Brasil eliminou progressivamente barreiras formais das trajetórias educacionais estratificadas, de modo que a conclusão das diferentes modalidades do ensino médio confere elegibilidade à educação terciária. A expansão e a ampliação da obrigatoriedade da educação básica afetam, assim, quem chega à transição seguinte. As condições materiais e institucionais operam ao longo desse percurso, cujo resultado acumulado aparece na composição dos concluintes.
Entre os elegíveis, o financiamento e a organização da oferta também condicionam as possibilidades de continuidade. No Brasil, onde os prêmios salariais associados ao diploma de educação terciária são historicamente elevados, entre os maiores registrados nos países da Organização para a Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OCDE) (ver OECD, 2024, p. A4.1, p. 98), os custos podem tornar proibitivo continuar estudando mesmo quando os benefícios esperados permanecem altos. Esse enquadramento permite investigar como mudanças na renda disponível, na provisão pública e no financiamento educacional alteraram as condições de continuidade dos estudos ao longo da trajetória escolar.
O crescimento da renda disponível amplia a capacidade das famílias de arcar com os custos diretos e de oportunidade da educação. Ele pode decorrer tanto do crescimento da renda de mercado quanto de políticas redistributivas, como transferências, pensões e regulação salarial. Para análises da mudança na distribuição de renda no Brasil nesse período, ver Arretche (2018) e Kerstenetzky (2019).
As políticas públicas também alteram essas condições, tanto pela provisão de educação gratuita quanto por subsídios e regras de acesso. Na educação terciária, incluem bolsas e auxílios à permanência, que reduzem custos de manutenção na educação, e empréstimos subsidiados. Essas intervenções estão ligadas às questões centrais da economia política do financiamento educacional (Garritzmann, 2016): quem paga pela educação terciária e quem se beneficia dela. Também se relacionam à decomodificação, isto é, à diminuição da dependência da renda no acesso a serviços essenciais, como a educação2, conceito difundido por Esping-Andersen (1990) e presente em trabalhos do campo (Ansell, 2010; Busemeyer, 2014; Gomes, 2024). Aqui, o conceito indica em que medida o arranjo institucional reduz a dependência da renda de mercado dos indivíduos para continuar acessando serviços e realizando atividades essenciais. Bolsas, crédito e gratuidade alteram essa dependência de formas distintas. A hipótese de que subsídios e ações afirmativas reduziriam a dependência da renda foi antecipada pela literatura sobre economia política do financiamento educacional e pode ser confrontada, política a política, com estudos que se beneficiam de regras do desenho de implementação dessas políticas para estimar seus efeitos causais.
As políticas que atuam em estágios anteriores também afetam a continuidade educacional e quem chega a concluir o ensino médio, ampliando o contingente de estudantes elegíveis. Estudos sobre o impacto do Bolsa Família na educação, por exemplo, mostram efeitos relevantes dessa política na inclusão educacional da população vulnerável beneficiária (Glewwe & Kassouf, 2012; Reynolds, 2015; Thomazinho, 2019), contribuindo para o crescimento da matrícula na educação básica, que na década de 1990 era um grande gargalo na progressão educacional e viu seu financiamento e suas matrículas crescerem fortemente nesse período. A Constituição de 1988 previa a progressiva extensão da obrigatoriedade e gratuidade ao ensino médio, e a Emenda Constitucional (EC) 59/2009 tornou obrigatória a educação dos quatro aos 17 anos, com implementação progressiva até 2016 (Oliveira, 2019). A evasão associada às condições socioeconômicas permanece objeto de políticas de permanência, como o Pé-de-Meia, incentivo financeiro criado no terceiro governo Lula (2023–2026) para que estudantes do ensino médio continuem estudando.
2.5.1 Crescimento da renda
A renda domiciliar per capita mais que dobrou no Brasil durante o período analisado, crescendo em dois momentos: entre 2003 e 2014 e entre 2022 e 2025. A Figure 2.5 apresenta a série para o conjunto da população brasileira, em reais de janeiro de 2024. Ela mostra três movimentos temporalmente associados às mudanças na desigualdade de acesso à educação terciária: estagnação nos anos 1990 e no início da década seguinte; crescimento sustentado entre 2003 e 2014, quando quase dobra; e queda a partir de 2015, até o menor patamar recente em 2021. A retomada posterior é rápida e leva a série ao máximo histórico em 2025.
A trajetória da renda mediana sintetiza o crescimento da renda ao longo da distribuição. A Figure 2.6 mostra como esse movimento se deu ao longo da distribuição de renda. O crescimento dos anos 2000, a estagnação da década seguinte e a retomada recente aparecem ao longo de quase toda a distribuição, ainda que com intensidades distintas entre os estratos, e os círculos vazados assinalam em que ponto dela se situavam um, um e meio e três salários mínimos em cada um dos anos exibidos.
A Figure 2.7 contrasta essa trajetória de renda com o preço das mensalidades, medido pelo subitem do IPCA relativo aos cursos de educação terciária nas grandes cidades, e registra dois movimentos. O primeiro é o barateamento da mensalidade em relação ao salário mínimo, que acompanha os ganhos reais sucessivos do piso ao longo do período. O segundo é mais modesto e diz respeito ao preço em termos reais, que cresce ligeiramente acima da inflação até o final da década de 2010, cede durante a pandemia e termina em patamar pouco abaixo do medido no ano 2000. Apesar de limitado, esse é o melhor indicador encontrado por ora para acompanhar a dinâmica de preços das mensalidades e examinar sua relação com a renda disponível da população, uma vez que o subitem do IPCA acompanha um painel de cursos e pode não estar captando adequadamente o barateamento que vem da mudança de composição da oferta em direção ao ensino a distância.
A Figure 2.8 compara as coortes de concluintes do ensino médio de 2013 e 2020. O ingresso presencial recuou em todos os decis de renda domiciliar per capita, enquanto todo o crescimento do acesso ocorreu no ensino a distância. O ganho líquido foi maior nos decis inferiores e quase nulo no topo, onde o ingresso entre os que fizeram o ENEM já era elevado. A modalidade a distância é também a única via cujo alcance é aproximadamente plano ao longo da distribuição: atinge os decis mais pobres em proporção semelhante à dos intermediários, ao contrário das demais portas de entrada, que crescem com a renda ou se concentram no meio. Como fração dos ingressantes de cada decil, porém, a relação se inverte e a modalidade se concentra na base.
Esse padrão é compatível com uma modalidade cuja principal vantagem competitiva é o preço, pois sua demanda tende a se concentrar onde a restrição orçamentária é mais apertada. O ensino a distância reduz o custo de acesso na medida em que implica custos de mensalidade e de manutenção muito menores do que os cursos presenciais. Nesse sentido, o ensino a distância atuou sobre a mesma relação entre renda e custo pelo lado do preço, ao oferecer uma vaga muito mais barata, mesmo que entre 2016 e 2021 a renda no Brasil não tenha crescido. No entanto, temos limitações relevantes para investigar o perfil socioeconômico dos estudantes que se matriculam na educação a distância (EaD). Como o ingresso a distância não exige ENEM, a coorte observada é a dos que fizeram o exame, uma seleção muito distinta dos que de fato se matriculam na educação terciária e dos egressos do ensino médio. Assim, a figura não deve ser interpretada como uma descrição completa do perfil socioeconômico dos concluintes. Essa seleção pesa justamente sobre a EaD: em 2022, a EaD privada respondia por 43,6% das matrículas do sistema, mas por apenas 29,8% dos matriculados que haviam feito o ENEM, uma sub-representação de cerca de um terço; o presencial público, que exige o exame, aparece no sentido inverso, com 20,0% do sistema e 34,3% dos vinculados (ver apêndice).
Embora o desenho não estime a contribuição de cada processo, a melhora da renda e das condições de vida de parcela expressiva da população é uma explicação plausível para a queda da desigualdade de acesso, tanto pela magnitude da mudança quanto por sua correspondência temporal com a trajetória descrita acima. A ideia de que a expansão educacional pode elevar a renda e reduzir a desigualdade é corrente; menos explorada é a relação inversa, pela qual o crescimento da renda dos mais pobres e a redução da desigualdade econômica ampliam a escolarização e reduzem diferenciais de acesso. Há evidências de que a educação, por si só, tem eficácia limitada como instrumento de redução da desigualdade de renda no Brasil (Medeiros et al., 2020). Os padrões descritos sugerem a importância dessa relação inversa: o crescimento da renda dos mais pobres acompanhou de perto a queda da desigualdade de acesso. A correspondência temporal é compatível com essa interpretação, mas não a identifica causalmente.
2.5.2 Políticas de subsídio e ação afirmativa
Na educação terciária, as políticas examinadas atuam sobre o custo das mensalidades ou sobre a distribuição das vagas públicas gratuitas. As bolsas do ProUni e o crédito do FIES alteram as condições de financiamento da matrícula privada, enquanto a Lei de Cotas modifica as regras de seleção nas instituições federais. Essas políticas foram amplamente estudadas por pesquisas que ambicionavam mensurar seus efeitos sobre resultados específicos, como matrícula, permanência e desempenho dos beneficiários. Os estudos discutidos abaixo permitem avaliar, política a política, o impacto da intervenção sobre o ingresso adicional nos estratos de menor renda e ajudam a delimitar o alcance que esses instrumentos tiveram no sistema.
O ProUni, criado em 2005, é uma política que intervém de forma mais direta sobre o custo da educação, oferecendo bolsas que cobrem parcial ou integralmente a mensalidade. Leal & Choi (2022) exploram o fato de a elegibilidade ser definida por faixas de renda familiar per capita (bolsa integral até 1,5 salário mínimo, parcial entre 1,5 e 3, valores que correspondem, aproximadamente, aos 70% e 90% mais pobres, respectivamente) para comparar, em um desenho de diferenças em diferenças com os microdados da PNAD de 2001 a 2007, a matrícula dos jovens de 17 a 24 anos elegíveis com a de jovens de renda imediatamente superior (3 a 4 salários mínimos), não elegíveis. Cabe, porém, uma ressalva: a identificação compara faixas de renda ao longo de 2001–2007 e atribui ao ProUni qualquer aceleração diferencial da matrícula dos mais pobres a partir de 2005, mas esse é justamente o período em que a renda dos estratos inferiores e a conclusão do ensino médio entre eles cresceram mais rápido do que nos estratos de controle. Assim, parte do efeito estimado pode refletir a operação conjunta do crescimento da renda e de outras mudanças ocorridas no período.
Mello (2022) estima os efeitos da Lei de Cotas (Lei 12.711/2012), que impactou o segmento público federal reservando metade das vagas de cada curso a egressos do ensino médio público, com subcotas por renda (até 1,5 salário mínimo per capita) e por cor ou raça, em um sistema no qual o ingresso passou a ser mediado pela nota do ENEM via Sistema de Seleção Unificada (SISU), centralizando a concorrência que antes era majoritariamente fragmentada entre provas independentes. Ao analisar as reformas em conjunto, com o universo de ingressantes das instituições federais e estaduais entre 2010 e 2015, e explorar a adoção progressiva e heterogênea de ambas, Mello estima que a adoção plena das cotas (a reserva de metade das vagas) eleva a participação de egressos da escola pública nos ingressantes em 9,9 pontos percentuais, a de egressos não brancos em 7,0 e a de egressos de famílias com renda total inferior a um salário mínimo em 2,4 pontos. O efeito aparece mesmo em cursos nos quais a escola pública já ocupava mais da metade das vagas e vem acompanhado de um aumento de 43% no número de inscrições, evidência de resposta comportamental além da mudança mecânica na regra de admissão. Enquanto a centralização, tomada isoladamente, opera no sentido de elevar a desigualdade, na medida em que permite aos estudantes de alto desempenho das escolas particulares otimizar sua colocação, a interação entre as duas políticas é positiva e, com as cotas plenamente adotadas, o deslocamento provocado pelo SISU se aproxima de zero.
Outro achado relevante é que o efeito das cotas é menor exatamente no grupo de renda mais baixa. Os grupos no topo do critério de renda, com melhores chances de ter desempenho elevado, são os mais beneficiados pela política. Ou seja, a amplitude do critério de renda de 1,5 salário mínimo da lei (cerca de 70% dos ingressantes nas federais em 2012 já se enquadravam no limite de 1,5 salário mínimo per capita) faz com que a lei tenha efeitos redistributivos maiores por origem escolar e cor do que por renda. E a dinâmica do SISU mostra que, no segmento em que a vaga é gratuita e alocada por nota, a intensificação da competição tende a favorecer quem chega com melhor preparo prévio, fortemente correlacionado com a renda, de modo que a reserva de vagas é o que atenua, nesse segmento, a seleção indireta pela renda. Durante o terceiro mandato de Lula (2023–2026), a Lei 14.723/2023 reduziu o critério de renda das cotas de 1,5 para 1 salário mínimo per capita, o que torna a política potencialmente mais redistributiva por renda.
Barahona et al. (2023) examinam o efeito da política de cotas em 2016, quando a reserva de metade das vagas já estava plenamente implementada. Acompanhando os registros do Censo da Educação Superior até quatro anos após o ingresso, os autores estimam, por regressão descontínua em torno das notas de corte, o que acontece com o cotista marginalmente admitido e com o não cotista marginalmente deslocado. A política eleva em três pontos percentuais a probabilidade de o cotista marginal estar matriculado no primeiro ano, não aumenta a evasão ao cabo de quatro anos e produz um ganho estimado de 18% na sua renda projetada ao longo da vida. Para o não cotista deslocado, os autores não detectam perdas estatisticamente significativas em nenhum desses desfechos. A explicação reside nas opções externas: entre os candidatos que não ingressam em uma federal, os não cotistas migram para o setor privado em proporção bem maior do que os cotistas, e para cursos mais caros e de maior qualidade média. Um modelo estrutural de escolha e resultados potenciais — identificado por choques exógenos nas notas, como a severidade do corretor da redação e a dificuldade do caderno de prova — generaliza o resultado para além das margens e indica que a política opera como uma transferência praticamente um a um: integrando todos os indivíduos de cada segmento, a renda projetada média do grupo-alvo sobe cerca de um ponto percentual, a do grupo não cotista recua quase o mesmo tanto, e o agregado do sistema permanece praticamente inalterado. Em termos descritivos, a participação de egressos da escola pública entre os admitidos nas federais cresceu de forma expressiva entre 2012 e 2016, e mais ainda no decil de cursos mais seletivos. O deslocado pelas cotas é absorvido pelo setor privado pago, ao qual tem acesso porque pode pagar, enquanto o beneficiário, sem essa alternativa, depende da vaga gratuita para ingressar. A reserva de vagas, portanto, reduz a desigualdade de acesso do sistema ao realocar o ingresso gratuito para grupos menos privilegiadoes e retira a vaga gratuita de um estudante que muito provavelmente faria a transição para a educação terciária de toda forma se não via setor público, via privado. O alcance desse efeito sobre a desigualdade agregada de acesso é limitado pelo peso do segmento público no sistema.
Os estudos sobre ProUni e cotas documentam efeitos redistributivos importantes, gerando mudanças expressivas no perfil dos estudantes nos segmentos alcançados (Senkevics & Mello, 2019). O ingresso adicional produzido por essas intervenções, contudo, é circunscrito aos grupos e às instituições abrangidos. Os benefícios se concentram mais nos estratos situados logo abaixo dos critérios de elegibilidade do que nos mais pobres: o limite de 1,5 salário mínimo per capita situa-se no entorno do percentil 70 da distribuição, enquanto o da bolsa parcial do ProUni alcança o percentil 90, como indica a Figure 2.6. Considerados em conjunto, os efeitos documentados sobre o ingresso adicional, o público alcançado e o peso desses instrumentos no sistema não permitem tratá-los como o principal mecanismo da queda agregada. Sua importância redistributiva para os beneficiários deve ser distinguida de seu alcance como explicação da trajetória do sistema.
O FIES, por outro lado, não tem efeitos claros sobre a desigualdade. Ele não foi desenhado como programa focalizado durante a maior parte de sua vigência. Criado em 1999 para substituir o Crédito Educativo, o programa exigia fiador com renda equivalente ao dobro da mensalidade ou garantia real, excluindo, na prática, famílias sem patrimônio ou sem renda formal na rede de relações. A Lei 12.202/2010, marco legal da expansão do programa, fixou o teto em 20 salários mínimos de renda familiar bruta total, o que o mantinha praticamente universal. A contenção do programa a partir de 2015 substituiu a renda familiar total pela renda per capita, com teto de 2,5 salários mínimos. A reforma de 2017 (Lei 13.530/2017), em vigor a partir de 2018, passou a admitir renda per capita de até três salários mínimos. Bertotto (2026), explorando os cortes de nota do ENEM das edições de 2019 a 2021 em um desenho de regressão descontínua, estima que o financiamento eleva a matrícula imediata em todos os quintis de renda dos candidatos, mas mais nos dois quintis superiores, que correspondem aos percentis 73 a 99 da distribuição nacional de renda domiciliar per capita, com o efeito concentrado em candidatos de alta nota que ingressam em Medicina. Em 2024, criou-se uma modalidade focalizada, o FIES Social, para candidatos com renda per capita de até meio salário mínimo e inscrição obrigatória no CadÚnico (Cadastro Único para Programas Sociais), acompanhada de financiamento integral. É o critério de renda mais restritivo da história do programa e está abaixo da mediana.
A Figure 2.9 decompõe o ingresso de cada decil de renda per capita segundo a porta de entrada efetivamente utilizada, separando o ProUni do FIES, que até aqui foram tratados em conjunto. A altura da barra é a probabilidade total de ingresso do decil; os segmentos, a sua composição. Na coorte de 2013, o FIES é a maior via focalizada em todos os decis, com presença bem acima da do ProUni em toda a distribuição e pico nos decis intermediários, o que confirma, no nível do indivíduo, o que o critério legal já indicava: um programa cujo teto de renda o mantinha praticamente universal. Na coorte de 2020 ele é um segmento fino e quase constante do decil mais pobre ao mais rico. A contração do programa não o refocalizou nos mais pobres; retirou-o do sistema.
O ProUni mantém nas duas coortes a forma de morro, com pico nos decis intermediários e queda nas duas pontas, coerente com um critério de elegibilidade que corta acima da mediana e com a exigência de nota para obter a bolsa. A reserva de vagas tem a mesma forma, mas é a única via focalizada que cresce entre as coortes e, na mais recente, está acima do ProUni em todos os decis. As duas leituras reforçam o que a seção anterior antecipou: os instrumentos focalizados alcançaram melhor os estratos situados logo abaixo dos cortes de elegibilidade do que a base da distribuição.
A Figure 2.11 dimensiona esse alcance. As vagas alocadas por algum critério de necessidade, somando as cotas na rede pública, as bolsas do ProUni e os contratos do FIES, partem de menos de um décimo das matrículas em 2009, chegam a pouco mais de um quarto em 2016, no auge do FIES, que sozinho financiava mais de um milhão de estudantes, e recuam para cerca de um oitavo em 2024.
Mesmo no auge, portanto, quase três quartos das matrículas estavam fora desses programas, e a Figure 2.10 mostra onde esteve o grosso da expansão: na vaga privada de admissão aberta, paga a preço integral, e cada vez mais no ensino a distância, cuja matrícula na rede privada se multiplica por mais de seis entre 2010 e 2024, um segmento que as políticas de subsídio alcançaram muito menos do que as vagas presenciais.
Em conjunto, essas evidências indicam que as políticas focalizadas redistribuíram oportunidades para grupos menos privilegiados do que o público anteriormente atendido, embora tenham alcançado especialmente o centro da distribuição de renda e tenham afetado uma porção pequena das vagas. No entanto, como enfatiza Medeiros (2023), a desigualdade de renda concentra-se no topo, enquanto os indivíduos nos 80% da base apresentam condições mais próximas entre si. Ou seja, mesmo impactando o centro, não a base da distribuição, as vagas estão sendo deslocadas para um público muito distinto do anteriormente beneficiado pela expansão. Na coorte mais recente, a vaga privada paga sem subsídio responde pela maior parte dos ingressos dos mais pobres, e o crescimento ocorreu sobretudo na modalidade de menor custo. Explicar essa trajetória exige considerar como a relação entre os recursos familiares e os custos educacionais permitiu ampliar o ingresso também fora dos programas focalizados. Assim, apesar de redistributivas, essas políticas têm impacto bastante limitado para explicar a trajetória das desigualdades.
Na tipologia de Garritzmann (2016), que combina o nível das mensalidades e a generosidade dos subsídios, o Brasil não se encaixa em um único mundo, na medida em que seu sistema reúne segmentos com características distintas das dos países da OCDE analisados. O segmento público, gratuito e seletivo, não cobra mensalidades, mas seus auxílios, via de regra, não cobrem os custos de vida dos estudantes, como no mundo de mensalidades baixas e subsídios altos. O segmento privado, que concentra a maior parte das matrículas, reúne instituições e cursos com mensalidades altas e baixas, com as famílias arcando com a maior parte dos custos, salvo nos casos em que os estudantes têm acesso às políticas de subsídio.
Entre 2005 e 2016, ProUni e FIES ampliaram a participação do financiamento público nas matrículas privadas, embora a maior parte delas continuasse fora desses programas. A contração do FIES a partir de 2015 reduziu essa participação (Figure 2.11), enquanto a expansão do ensino a distância ampliou a oferta de menor custo. Nas fases em que cresceu, o subsídio alcançou mais o meio da distribuição do que a sua base (Figure 2.9), e a oferta privada de baixa mensalidade passou a responder por uma parcela maior do ingresso dos estratos inferiores (Figure 2.8). A distribuição dos custos mudou dentro de um sistema segmentado, com consequências distintas conforme a renda, o setor e a modalidade.
O contraste entre as redes na Figure 2.12 mostra que a rede pública é menos desigual do que a privada ao longo de todo o período e que a distância entre as duas se amplia: ambas caem, mas a da rede pública cai mais e termina em um patamar bem inferior ao da privada. Como a maior parte das matrículas está na rede privada, a série do sistema acompanha de perto a dela; a rede pública puxa a desigualdade agregada para baixo de forma consistente, mas seu peso minoritário no sistema limita quanto desse efeito chega ao total.
A cronologia da parcela da transição permite o diálogo mais direto com Salata et al. (2025), cuja segunda hipótese descreve a desigualdade entre concluintes como crescente até 2004, decrescente até 2014 e estagnada desde então. Medida pela renda e pelo índice de concentração, em vez de pela origem de classe e pelos riscos relativos, a série reproduz essa periodização em seus movimentos principais. A parcela cresce nos governos de Fernando Henrique Cardoso e no primeiro governo Lula, atinge seu máximo entre 2004 e 2006, cai entre 2007 e 2014, permanece estável entre 2015 e 2021 dentro da margem de erro e volta a cair desde 2022, movimento que ainda não era captável nos dados analisados por Salata et al. (2025). A série condicional convencional do apêndice segue a mesma periodização, inclusive no platô de meados dos anos 2000 que encerra a fase de crescimento.
2.6 Considerações finais
Para explicar a desigualdade de renda no acesso à educação terciária, propomos examinar como as condições materiais e institucionais de continuidade dos estudos mudaram ao longo do período. A expansão progressiva da educação básica gratuita, a melhora das condições de vida e as políticas de financiamento e acesso alteraram as oportunidades disponíveis aos estudantes de forma a reduzir a desvantagem dos mais pobres. O mecanismo proposto gera a expectativa de que a desigualdade diminua quando os menos favorecidos conseguem sustentar os custos diretos e de oportunidade de continuar estudando, por meio da provisão pública, de subsídios ou de recursos familiares. Esse processo opera nas etapas anteriores à educação terciária e na passagem entre os elegíveis.
A decomposição do índice de Wagstaff mostra que a maior parte da queda do índice agregado ocorreu pela redução da desigualdade na elegibilidade, enquanto a desigualdade na transição entre concluintes caiu entre 2007 e 2014 e voltou a cair nos anos recentes. A equalização na conclusão da educação básica é, portanto, central para compreender a mudança na composição da educação terciária. As cronologias distintas das duas parcelas mostram por que uma explicação da trajetória agregada precisa considerar tanto o legado escolar quanto as condições de ingresso entre os concluintes.
A saturação dos estratos privilegiados não pode explicar a queda da desigualdade de acesso à educação terciária observada no Brasil: a redução ocorreu enquanto os decis superiores permaneciam distantes da participação universal nessa etapa. A competição seletiva proposta por Alon (2009), por sua vez, não descreve a alocação da maior parte das vagas, concentradas em um setor privado com capacidade ociosa no qual a possibilidade de pagar permanece decisiva. Desempenho, seletividade e competição podem ser relevantes no setor público e nos cursos privados mais disputados, mas estes são uma porção muito menor do sistema.
Essa divergência em relação às explicações correntes não decorre de uma cisão entre tradições teóricas: desenvolvimentos na sociologia da estratificação enfatizam as políticas educacionais, o bem-estar social e as condições de vida como dimensões das desigualdades de transição (Breen et al., 2009; Breen, 2010; Hout & DiPrete, 2006), em consonância com a economia política comparada do financiamento da educação terciária (Garritzmann, 2016).
As evidências desta pesquisa permitem uma adjudicação que compara a compatibilidade entre os padrões observados e as implicações das explicações rivais para a desigualdade de renda no acesso à educação terciária, em consonância com o desenho de pesquisas descritivas que fazem inferência à melhor explicação, conforme propõem De Kadt & Grzymala-Busse (2025). Os mecanismos aqui mobilizados apoiam-se em premissas consolidadas na literatura, cuja operação no nível dos indivíduos merece investigação empírica mais aprofundada.
A conta inclui custos diretos, como mensalidades e materiais, e custos indiretos, como a renda do trabalho sacrificada para estudar, o tempo dedicado às aulas e aos estudos e os gastos e o tempo de deslocamento. A possibilidade de conciliá-los com o trabalho e as responsabilidades domésticas também condiciona a continuidade dos estudos.↩︎
A decomodificação (ou desmercadorização), em Gøsta Esping-Andersen, é o grau em que os indivíduos (ou famílias) conseguem manter um padrão de vida socialmente aceitável sem depender do mercado, especialmente sem serem obrigados a vender sua força de trabalho como mercadoria. Para além dessa definição mais densa, a decomodificação pode ser operacionalizada no acesso a serviços específicos, como educação. Nesse caso, a pergunta a ser feita é em que medida ou como políticas podem atenuar a dependência da renda nesse acesso. A abordagem mais forte é ofertar esse serviço de forma universal e gratuita; nesse caso, a decomodificação tende a ser ampla, reduzindo a estratificação socioeconômica no acesso a um bem essencial para manter um padrão de vida socialmente aceitável. No entanto, outras intervenções que não essa impactam as chances de acesso das pessoas a serviços. No caso da educação, subsídios, mesmo que não sejam integrais, ajudam a diminuir a desigualdade e podem ser enquadrados conceitualmente como decomodificação.↩︎