Avaliação de Impactos das Condicionalidades de Educação do Programa Bolsa Família: uma Análise com o Censo de

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1 Avaliação de Impactos das Condicionalidades de Educação do Programa Bolsa Família: uma Análise com o Censo de Ernesto Friedrich de Lima Amaral 2 Guilherme Quaresma Gonçalves 3 Vinícius do Prado Monteiro 4 Ivani José dos Santos 5 Ana Tereza Pires dos Santos 6 Resumo O Programa Bolsa Família (PBF) tem por metas a promoção do desenvolvimento social e combate à pobreza, por meio da transferência direta de renda com condicionalidades nas áreas de educação e saúde e por associação indireta com outros programas subsidiários. Este estudo propõe avaliar a eficiência do PBF na produção de melhorias nas condições das famílias atendidas, sob foco da educação. A principal hipótese é a de que a criança residente em domicílio que recebe o benefício do Bolsa Família possui maiores chances de estar na escola. Em 2011, o Instituto de Pesquisa Econômica e Aplicada publicou informações enfatizando dificuldades de acesso ao mercado de trabalho e baixa escolaridade de beneficiários de programas sociais, com base em dados do Cadastro Único. Segundo relatório do Ministério do Desenvolvimento Social e Combate à Fome de 2007, ser beneficiário do Programa Bolsa Família aumenta as chances da criança de frequentar a escola. Outro dado importante é que crianças mais velhas possuem maiores chances de evadir da escola, o que sugere o efeito do trabalho infanto-juvenil. Foram utilizados dados do Censo Demográfico de 2010 do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Análises descritivas e modelos estatísticos inferenciais foram estimados. Estas estimativas foram realizadas comparativamente entre crianças que fazem parte de domicílios beneficiários e não beneficiários do Programa Bolsa Família. Modelos logísticos estimaram as chances de crianças não estarem na escola, em diferentes limites de renda domiciliares. Foram levadas em consideração características domiciliares, da mãe, da criança e recebimento do Programa Bolsa Família. Em todos limites de renda, houve aumento nas chances das crianças beneficiárias do Bolsa Família estarem na escola, em comparação às crianças não beneficiárias. Palavras-chave: Avaliação de políticas públicas; Programa de transferência condicionada de renda; Programa Bolsa Família; Educação. 1 Trabalho apresentado no XVIII Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Águas de Lindóia/SP Brasil, de 19 a 23 de novembro de PhD em Sociologia/Demografia pela Universidade do Texas em Austin Professor Adjunto no Departamento de Ciência Política (DCP) da Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). 3 Bacharelando em Gestão Pública na Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). 4 Mestrando em Demografia na Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). 5 Bacharelando em Ciências Sociais na Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). 6 Bacharelanda em Economia na Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). 1

2 Avaliação de Impactos das Condicionalidades de Educação do Programa Bolsa Família: uma Análise com o Censo de Introdução A desigualdade social é talvez um dos maiores desafios dos governos brasileiros. Estes índices diminuíram principalmente após os programas de transferência de renda que surgiram na década de 90. Em 2003 o Governo Federal implantou o Programa Bolsa Família (PBF), com o objetivo de unir os programas de transferência de renda até então existentes e aumentar a focalização das ações. Os beneficiários devem cumprir determinadas condições para receberem o auxílio, o que busca aumentar o capital humano. Estudos geraram evidências de que programas de transferência condicionada de renda produzem impactos significativos na diminuição da desigualdade de renda ou mesma na pobreza (Barros, Carvalho, Franco e Mendonça 2006, 2007a; Behrman, Parker e Todd 2005; Castro e Modesto 2010; Hoffman 2006; Janvry, Finan e Sadoulet 2006; Ravallion e Wodon 2000; Rawlings e Rubio 2005; Skoufias 2005; Skoufias e Parker 2001; Soares, Soares, Medeiros e Osório 2006). O objetivo do trabalho é verificar se a condicionalidade de educação está sendo efetivo. São utilizados dados do Censo 2010 do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Modelos logísticos estimaram as chances de crianças frequentarem a escola em 2010 em três limites de renda domiciliares, levando em consideração diferentes características domiciliares, da mãe, da criança e recebimento do Programa Bolsa Família. Para o limite de renda domiciliar per capita menor que R$70,00, o programa foi responsável por um aumento de 128,5% na probabilidade de frequência escolar. Na análise de domicílios com limite de renda per capita de R$140,00, que correspondia ao valor máximo oficial para elegibilidade do Programa Bolsa Família em 2010, o aumento na probabilidade de frequência escolar, atribuídas ao programa, foi de 128,6%. Entre domicílios com renda per capita de até R$280,00, crianças pertencentes a domicílios beneficiários do Programa Bolsa Família apresentaram 128,7% mais probabilidade de frequentar a escola em Programa Bolsa Família: unificação e condicionalidades O programa Bolsa Família foi criado em 2003 com o principal objetivo de unificar quatro programas de transferência de renda. A sua primeira vantagem foi a utilização de um cadastro único, o que permitiu reunir as informações das famílias atendidas pelos programas federais preexistentes. Além disso, o programa impõe algumas condicionalidades para que o beneficiário permaneça recebendo auxílio: manter seus filhos matriculados nas escolas, fazer acompanhamento nutricional e de pré-natal, além de manter um acompanhamento de saúde e as vacinas em dia. Em suma, o programa possui contrapartidas de ordem educacional e de saúde. O Bolsa Família possui um caráter descentralizado. A seleção dos beneficiários e o acompanhamento das contrapartidas são atribuições dos municípios. Um dos objetivos dessa descentralização é a economia de recursos, ao utilizar as estruturas municipais já existentes (Soares e Sátyro 2009; Soares, Ribas e Soares 2009). Outra característica do PBF é a focalização, ou seja, os recursos empregados são destinados para aqueles que realmente precisam do benefício. Mais de 80% dos recursos do programa são destinados aos 40% mais 2

3 pobres (Castro e Modesto 2010). O sistema de seleção das famílias a serem cadastradas é fundamental para que o sistema de cotas funcione, já que as informações cadastrais de renda são, em geral, de baixa qualidade (Barros, Carvalho, Franco e Mendonça 2008). O Bolsa Família, sendo um programa de transferência de renda com condicionalidades, possui três dimensões (Rios-Neto 2010): (1) alívio imediato da pobreza (transferência direta de renda); (2) ruptura do ciclo intergeracional da pobreza (condicionalidades, que reforçam o exercício de direitos sociais nas áreas de saúde e educação) e (3) programas complementares: esforço coordenado dos governos federal, estaduais e municipais e da sociedade civil para implementação de programas/políticas sociais voltadas para o desenvolvimento das famílias beneficiárias. Por tais pressupostos pode-se dizer que, em um curto prazo, o Bolsa Família busca reduzir o nível de pobreza das famílias elegíveis e, em um longo prazo, busca alavancar o investimento em capital humano das famílias, combatendo a transmissão intergeracional da vulnerabilidade e pobreza. São contrapartidas do núcleo familiar nas áreas de educação e saúde: propiciar frequência escolar mínima de 85% das crianças entre 6 e 15 anos; receber informação sobre vacinação, crescimento e desenvolvimento de crianças até 7 anos; obter acompanhamento do parto e puerpério; e ter acompanhamento via Sistema de Vigilância Alimentar e Nutricional (SISVAN). O problema de avaliar o Bolsa Família como uma política educacional é que há grandes chances do programa não ser bem avaliado. O Bolsa Família age sobre a demanda por educação através da condicionalidade, o qual gera um efeito preço (redução do preço da educação com a restrição de tempo na escola) e um efeito renda (aumento de renda). Um programa de demanda por educação será efetivo se as condições de oferta (sistema escolar e qualidade das escolas) funcionarem bem. Se não houver uma facilidade pela oferta, a maior demanda não causará resultados. 3. Capital social e educação De acordo com a proposta do PBF em interferir nas condições familiares para melhorar as condições de vida entre as gerações, cabe destacar como as variáveis de capital social da família podem impactar em uma melhoria nas condições educacionais das crianças. O capital social pode ser definido como um conjunto de recursos atuais ou potenciais que estão ligados à posse de uma rede durável mais ou menos institucionalizada de interconhecimento e de inter-reconhecimento (Bourdieu, 1980). De acordo com a relação entre educação e capital social acredita-se que o capital social na família permitiria à criança acesso ao capital humano dos adultos. O capital humano da mãe, que será testado aqui, só teria impacto na formação de capital humano dos filhos se há participação na vida das crianças. Logo, essa influência depende da presença da mãe no ambiente familiar. Por isso, na construção do modelo de regressão deste trabalho serão utilizadas outras variáveis independentes que procuram medir a associação entre indicadores de capital social da família e a frequência das crianças nas escolas. Testaremos a hipótese de que tanto o capital social familiar (número de horas trabalhadas por semana pela mãe e se a mãe reside no domicílio) está associado negativamente com a frequência na escola. 4. Dados e metodologia 3

4 Para a análise proposta, foi utilizado o banco de dados do Censo de 2010 do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Este banco possui informações domiciliares e características dos indivíduos (sociais, educacionais, econômicas). As crianças selecionadas possuem idade entre 7 e 14 anos, o que garante que todas estão dentro do grupo alvo da condicionalidade de educação (crianças com idade entre 6 a 15 anos). Além disso, utilizamos três faixas de renda domiciliar per capta, sendo que a primeira faixa contém aqueles que recebem até R$ 70,00, a segunda contém aqueles com renda até R$ 140,00 e a terceira contém aqueles com renda até R$ 280,00. Inicialmente foi analisada a distribuição das variáveis independentes por suas categorias. Em seguida, foi investigada a variável dependente: criança que frequentava a escola em Um teste de médias permitiu verificar se as proporções destas variáveis dependentes apresentaram diferenças significativas de nível, ao comparar aqueles que receberam e não receberam o PBF. Por fim, foram estimados modelos logísticos para uma análise multivariada das variáveis dependentes. Além da variável de recebimento do benefício do Programa Bolsa Família pela família da criança, também foram utilizadas variáveis independentes de características do domicílio, da mãe e da criança. Dentre as variáveis de características do domicílio temos existência de rede de água, iluminação elétrica e coleta de lixo, número de membros da família, localização censitária (urbano/rural) e região de residência (Norte, Nordeste, Sul, Sudeste, Centro-Oeste). A inexistência destes três itens estruturais aumentaria as chances da criança não frequentar a escola. Para as variáveis de características da mãe foram utilizadas idade, raça, escolaridade, se a mãe é chefe de domicílio, horas trabalhadas por semana e período de residência no domicílio. Busca-se testar a hipótese de que há uma maior chance da criança não frequentar a escola quando a mãe possui idade mais elevada, raça não branca e menor escolaridade. A variável horas trabalhadas por semana pela mãe testa o capital social. A informação do período de residência no domicílio testa a hipótese de que a migração recente da mãe impactaria em aumento nas chances para as crianças não frequentarem a escola. A informação sobre chefia do domicílio considera que domicílios chefiados pela mãe teriam uma tendência à menor frequência. Também foram incluídas as variáveis de características da criança: idade, trabalho infantil e se a mãe da criança reside no mesmo domicílio. As análises são realizadas em perspectiva comparada entre aqueles que são beneficiados pelo PBF (grupo de tratamento) e aqueles que não são beneficiados (grupo de controle). Trata-se de desenho não experimental, já que a disponibilização da política não foi realizada de maneira aleatória. 5. Resultados A amostra final utilizada nesta análise é composta por um total de crianças entre 7 e 14 anos, que residiam em domicílios cuja renda per capita era de no máximo R$280,00. Destes, indivíduos têm renda per capita do domiciliar de até R$140,00 e com renda domiciliar per capita de R$70,00. Na Tabela 1 encontra-se o total de crianças que compuseram a amostra final, divididas por corte de renda, e a distribuição percentual destas nas diversas categorias das variáveis 4

5 independentes. Com relação às regiões do país, observa-se que a maior parte da amostra concentra-se na Região Sudeste (40,49%), porém com certa variação de acordo com o corte da renda. Para aqueles que possuem renda domiciliar per capita de até R$140,00 percebe-se que a concentração é maior na região Nordeste (42,68%), com baixa variação para o corte até R$70,00. Em todas as faixas de renda a maioria das crianças reside em domicílios localizados em área urbana. >>> TABELA 1 <<< As variáveis de características de infraestrutura do domicílio (rede de água, iluminação elétrica e coleta de lixo) aumentam com o aumento da faixa de renda, principalmente de até R$70,00 para R$280,00. Observa-se que para a rede de água aumenta de 73,30% para 73,77%. Já para a iluminação elétrica há uma variação de 93,08% para 93,23%, e no serviço de coleta de lixo de 55,73% para 56,48%. Para os três estratos há um equilíbrio em a mãe ser chefe do domicílio de quase 50%. Para os estratos, a maior parte dos domicílios possui mãe não branca e com escolaridade de sem instrução até fundamental incompleto. Para esta variável, no corte até R$280,00 temos 78,02%, até R$140,00 temos 78,03% e para o terceiro corte temos 78,28%. A maior parte das mães das crianças da amostra tem entre 35 e 49 anos para os três estratos: para até R$280,00 temos 49,26%, para até R$140,00 temos 49,26% e para até R$70,00 temos 49,24%. Independentemente do corte de renda, a maioria das mães residia há 10 anos ou mais no município. Em relação às horas trabalhadas por semana pela mãe, vemos que em todos os cortes de renda a mãe apresenta em sua maioria zero horas trabalhadas por semana: 77,17% 76,17% e 76,17%, respectivamente de acordo com o aumento do corte na renda. Já para as características das crianças da amostra não houve uma diferença entre as médias de idade para os três limites de renda, sendo este valor é igual a quase 12 anos. Já o trabalho infantil ocorre em maior proporção à medida que se diminui a faixa de renda, sendo que no maior limite, 0,87% das crianças trabalham. As crianças cujo domicílio recebe o benefício do Programa Bolsa Família representam 5,89% do corte de renda até R$70,00. Quando se aumenta para R$140,00, o total de crianças beneficiárias passa para 6,19% e no limite de R$280,00 per capita, o grupo de tratamento corresponde a também 6,19 %. Para a análise inicial da variável da criança frequenta a escola, a Tabela 2 apresenta os percentuais dos grupos de tratamento e controle de crianças que frequentam a escola para os três estratos de renda. O que se observa é que, para todos os grupos, o percentual de crianças que frequentam a escola diminui levemente com o aumento do limite máximo de renda, sendo que da segunda para a terceira faixa mantém-se constante, já que a variação no número da amostra é muito baixa. Ainda na comparação entre os dois grupos é possível observar que, para crianças residentes em domicílios beneficiados com o Bolsa Família, o percentual de crianças que frequentam a escola é maior do que em domicílios não beneficiados, para os três cortes de renda. A diferença foi maior para o grupo com menor limite máximo de renda e maior percentual geral de crianças que frequentam a escola (R$70,00). >>> TABELA 2 <<< A Tabela 3 apresenta as razões de chances e significâncias estatísticas dos coeficientes dos três modelos estimados para explicar a frequência escolar para os diferentes estratos. Em 5

6 todos os cortes de renda domiciliar per capita, em relação às variáveis da família, apenas as de região de residência Norte e Centro-Oeste não foram significantes ao nível de confiança 99%, além da variável de coleta de lixo. A princípio a análise será para o corte de renda mais baixo: R$70,00. Controlando pelas demais variáveis independentes, uma criança residente na região Nordeste possui uma probabilidade 63% maior (razão de chances menos uma unidade, multiplicada por 100) de frequentar a escola, se comparada a uma criança da região Sudeste. Uma criança residente na região Sul possui uma probabilidade 29,8% maior de frequentar a escola, se comparada a uma criança da Região Sudeste. Sobre a variável de número de moradores, observa-se que aumentar um morador no domicílio diminui a probabilidade de frequentar a escola em 7,9%, mantendo as demais variáveis constantes. Morar na região urbana diminui a probabilidade de frequentar a escola em 21,7% em relação a morar na região rural. Tal resultado mostrou-se inesperado em relação às primeiras previsões. Por fim, ter rede de água aumenta a probabilidade de frequentar a escola em 18,1% em relação àqueles que não possuem e ter energia elétrica aumenta a probabilidade em 77,7% em relação àqueles que não possuem, mantendo as demais variáveis independentes constantes para ambos os casos. >>> TABELAS 3a e 3b <<< Para as variáveis de características da mãe, apenas raça/cor e se a mãe é chefe do domicílio não apresentaram significância. Quanto à escolaridade da mãe, apenas a categoria ensino superior ou mais não apresentou significância estatística a pelo menos 90%. Esta é uma tendência, já que o número de pessoas com este grau de escolaridade e com uma renda domiciliar per capita tão baixa é realmente uma minoria. Observou-se que, mantendo as demais variáveis independentes constantes, ter o ensino fundamental completo ou médio incompleto aumenta a probabilidade das crianças frequentarem a escola em 19,7% e ter o ensino médio completo ou superior incompleto aumenta a probabilidade das crianças frequentarem a escola em 50,4% em relação às mães sem instrução ou com fundamental incompleto. Com relação à idade da mãe verifica-se que a probabilidade da criança frequentar a escola é 88,1% menor para as mães que possuem até 24 anos; 28,6% menor para as mães que possuem entre 35 e 49 anos e 55,1% menor para as mães que possuem mais de 50 anos, comparadas às crianças cuja mãe tem idade entre 25 e 34 anos. O tempo trabalhado pela mãe na semana apresentou significância estatística para todas as categorias. Para as mães que trabalham de 1 a 20 horas por semana verificou-se uma probabilidade da criança frequentar a escola 60,3% maior; 40,4% maior para as mães que trabalham de 21 a 39 horas por semana e 38,3% maior para as mães que trabalham mais de 40 horas por semana, todas em relação às crianças residentes em domicílios em que a mãe não trabalha. Ou seja, em domicílios de renda muito baixa e com mãe trabalhando por poucas horas, há uma maior permanência das crianças na escola, quando comparadas às crianças com mãe que não possui atividade remunerada. Uma última variável para as mães seria a de migração. Em domicílios onde a mãe reside a até 4 anos há uma probabilidade 24,8% menor das crianças frequentarem a escola em relação às mães que residem a mais de 10 anos no domicílio. Já em domicílios onde a mãe reside entre 5 e 9 anos há uma probabilidade 62,7% maior das crianças frequentarem a escola em relação às mães que residem a mais de 10 anos no domicílio. Quanto às variáveis referentes às crianças, controlando por todas as demais variáveis, o aumento de um ano de idade diminui em 26,5% a probabilidade da criança frequentar a 6

7 escola, com significância estatística. Por fim, a criança trabalhar diminui, como esperado, em 67,2% a probabilidade de a criança frequentar a escola em relação à criança que não trabalha. Por último, resta analisar o impacto do Programa Bolsa Família na frequência das crianças na escola para o estrato de renda de até R$70,00. Controlando por todas variáveis independentes do modelo, o fato do domicílio em que a criança reside ser beneficiário do programa fez com que esta criança tivesse uma probabilidade 128,5% maior de frequentar a escola em relação à criança que mora em domicílio que não recebe o auxílio. Isso indica, com um nível de confiança de 99%, que a condicionalidade de educação foi eficaz na manutenção das crianças nas escolas. Os resultados referentes aos domicílios com limite de R$140,00 de renda domiciliar per capita (modelo 2 da Tabela 4) são interessantes já que este era de fato o critério de elegibilidade do Programa Bolsa Família em As variáveis apresentam o mesmo comportamento quanto significância e direção para a faixa de renda de até R$70,00. Quanto às variáveis de características do domicílio, verifica-se que controlando pelas demais variáveis independentes, uma criança residente na região Nordeste possui uma probabilidade 60,9% maior de frequentar a escola, se comparada a uma criança da região Sudeste. Uma criança residente na região Sul possui uma probabilidade 29% maior de frequentar a escola, se comparada a uma criança da Região Sudeste. À medida que se aumenta um morador no domicílio, diminui-se a probabilidade de frequentar a escola em 6,4%. Morar na região urbana diminui a probabilidade de frequentar a escola em 22,3% em relação a morar na região rural. Ter rede de água aumenta a probabilidade de frequentar a escola em 19,1% em relação àqueles que não possuem e ter energia elétrica aumenta a probabilidade em 76,5% em relação àqueles que não têm, mantendo as demais variáveis independentes constantes para ambos os casos. Dentre as variáveis de características da mãe, mais uma vez raça/cor e se a mãe é chefe do domicílio não apresentaram significância, assim como a categoria de escolaridade da mãe ensino superior ou mais. Observou-se que, mantendo as demais variáveis independentes constantes, ter o ensino fundamental completo ou médio incompleto aumenta a probabilidade das crianças frequentarem a escola em 20,2% em relação às mães sem instrução ou com fundamental incompleto. Ter o ensino médio completo ou superior incompleto aumenta a probabilidade das crianças frequentarem a escola em 53,6% em relação às mães sem instrução ou com fundamental incompleto. Com relação à idade da mãe verifica-se que a probabilidade da criança frequentar a escola é 89,5% menor para as mães que possuem até 24 anos; 28,7% menor para as mães que possuem entre 35 e 49 anos (quase não variou com o aumento do corte na renda) e 54,9% menor para as mães que possuem mais de 50 anos, comparadas às crianças cuja mãe tem idade entre 25 e 34 anos. O tempo trabalhado pela mãe na semana apresentou significância estatística para todas as categorias. Para as mães que trabalham de 1 a 20 horas por semana verificou-se uma probabilidade da criança frequentar a escola 63% maior; 43,4% maior para as mães que trabalham de 21 a 39 horas por semana e 39,2% maior para as mães que trabalham mais de 40 horas por semana, todas em relação às crianças residentes em domicílios em que a mãe não trabalha. Em domicílios onde a mãe reside a até 4 anos há uma probabilidade 25,3% menor das crianças frequentarem a escola em relação às mães que residem a mais de 10 anos no domicílio. Já em domicílios onde a mãe reside entre 5 e 9 anos há uma probabilidade 65,3% maior das crianças frequentarem a escola em relação às mães que residem a mais de 10 anos no domicílio. 7

8 Para as variáveis referentes às crianças, controlando por todas as demais variáveis, o aumento de um ano de idade diminui em 26,7% a probabilidade da criança frequentar a escola, com significância estatística. Por fim, a criança trabalhar diminui, como esperado, em 70,5% a probabilidade de a criança frequentar a escola em relação à criança que não trabalha. Por último, para este estrato da renda, falta a variável de tratamento (estrato de renda de até R$140,00). Controlando por todas as demais variáveis independentes do modelo, o fato do domicílio em que a criança reside ser beneficiário do programa fez com que esta criança tivesse uma probabilidade 128,6% maior de frequentar a escola em relação a criança que mora em domicílio que não recebe o auxílio. Isso indica, com um nível de confiança de 99%, que a condicionalidade de educação foi eficaz na manutenção das crianças nas escolas. Veremos agora os resultados obtidos para as crianças no limite de renda domiciliar per capita de R$280,00 (Modelo 3 da Tabela 3). Este limite de renda foi estipulado para garantir representatividade amostral em todos os grupos. Como ressalva, a variação para os valores obtidos para esta faixa de renda em relação à faixa anterior são ínfimas em virtude da baixa variação no número de observações da amostra. Mas mesmo assim cabe uma breve análise. Com relação às variáveis do domicílio, controlando pelas demais variáveis independentes, uma criança residente na região Nordeste possui uma probabilidade 61% maior (razão de chances menos uma unidade, multiplicada por 100) de frequentar a escola, se comparada a uma criança da região Sudeste. Uma criança residente na região Sul possui uma probabilidade 29,1% maior de frequentar a escola, se comparada a uma criança da Região Sudeste. Sobre a variável de número de moradores, observa-se que ao aumentar um morador no domicílio diminui a probabilidade de frequentar a escola em 6,4%, mantendo as demais variáveis constantes. Ter rede de água aumenta a probabilidade de frequentar a escola em 19,1% em relação àqueles que não possuem e ter energia elétrica aumenta a probabilidade em 76,5% em relação àqueles que não possuem, mantendo as demais variáveis independentes constantes para ambos os casos. Para as variáveis de características da mãe vemos que, mantendo as demais variáveis independentes constantes, ter o ensino fundamental completo ou médio incompleto aumenta a probabilidade das crianças frequentarem a escola em 20,2% e ter o ensino médio completo ou superior incompleto aumenta a probabilidade das crianças frequentarem a escola em 53,6% em relação às mães sem instrução ou com fundamental incompleto. Para a variável de idade da mãe verifica-se mais uma vez que a probabilidade da criança frequentar a escola é 89,5% menor para as mães que possuem até 24 anos; 28,7% menor para as mãe que possuem entre 35 e 49 anos e 54,9% menor para as mãe que possuem mais de 50 anos, comparadas às crianças cuja mãe tem idade entre 25 e 34 anos. Já em relação ao tempo trabalhado pela mãe na semana temos que para aquelas mães que trabalham de 1 a 20 horas por semana a probabilidade da criança frequentar a escola 62,8% maior em relação às crianças residentes em domicílios em que a mãe não trabalha; 43,4% maior para as mães que trabalham de 21 a 39 horas por semana em relação às crianças residentes em domicílios em que a mãe não trabalha e 39,1% maior para as mães que trabalham mais de 40 horas por semana em relação às crianças residentes em domicílios em que a mãe não trabalha. Outra variável para as mães é a de migração. Em domicílios onde a mãe reside a até 4 anos há uma probabilidade 25,3% menor das crianças frequentarem a escola em relação às mães que residem a mais de 10 anos no domicílio. Em domicílios onde a mãe reside entre 5 e 9 anos há uma probabilidade 65,3% maior das crianças frequentarem a escola em relação às mães que residem a mais de 10 anos no domicílio. 8

9 Em relação às variáveis com informações sobre as crianças, controlando por todas as demais variáveis, o aumento de um ano de idade diminui em 26,7% a probabilidade da criança frequentar a escola. A criança trabalhar diminui em 70,7% a probabilidade da criança frequentar a escola em relação à criança que não trabalha. Por último, resta analisar o impacto do Programa Bolsa Família na frequência das crianças na escola para o estrato de renda de até R$280,00. Controlando por todas variáveis independentes do modelo, o fato do domicílio em que a criança reside ser beneficiário do programa fez com que esta criança tivesse uma probabilidade 128,7% maior de frequentar a escola em relação a criança que mora em domicílio que não recebe o auxílio. Mais uma vez, independente do corte na renda, a um nível de confiança de 99%, a condicionalidade de educação foi eficaz na manutenção das crianças nas escolas. 6. Considerações finais Pelas análises realisadas, principalmente pelos modelos de regressão logística, podese constatar que para os três estratos de renda domiciliar per capita o recebimento da política pública Bolsa Família se mostrou responsável por um aumento na probabilidade das crianças entre 7 e 14 anos frequentarem a escola. Para o menor corte de renda, de R$70,00 per capita, o programa foi responsável por provocar um aumento na probabilidade da criança frequentar a escola de 128,5%. Para o limite de renda domiciliar per capita de R$140,00, que corresponde ao limite oficial para elegibilidade do programa, o aumento na probabilidade da criança frequentar a escola foi de 128,6%. Por fim, na maior faixa de renda, de R$280,00, crianças pertencentes a famílias beneficiárias do Bolsa Família possuem uma probabilidade de 128,7% maior da criança frequentar a escola. Através destes dados pode-se inferir que as condicionalidades de educação estão funcionando, na medida em que conseguem efeitos. Já em relação às variáveis de capital humano familiar, foi possível observar que a presença maior da mãe no domicílio, representada por uma jornada de entre 1 e 20 horas semanais, está associada positivamente com a probabilidade de frequência das crianças nas escolas para os três cortes de renda. Os resultados destacam a importância do controle de frequência dos beneficiários do programa a fim de se aumentar o número de crianças frequentando as escolas, aumentando seu nível de escolaridade, o que ajudaria a acabar com o ciclo intergeracional da pobreza. Este é um dos objetivos do programa, que já fora detalhado previamente. No entanto, isto não é suficiente. Estas crianças cujo lar é beneficiado pelo PBF são carentes, logo a chance de estudarem em colégios particulares é quase nula. Por isso, deve-se, através de novas políticas, investir na qualidade da educação pública, principalmente nos níveis básico. 9

10 7. Referências bibliográficas BARROS, Ricardo Paes de e CARVALHO, Mirela de. (2003), Desafios para a Política Social Brasileira. Texto para Discussão do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), nº 985. BARROS, Ricardo Paes de, CARVALHO, Mirela de, FRANCO, Samuel e MENDONÇA, Rosane. (2006), Uma Análise das Principais Causas da Queda Recente na Desigualdade de Renda Brasileira. Econômica, vol. 8, nº 1, pp BARROS, Ricardo Paes de, CARVALHO, Mirela de, FRANCO, Samuel e MENDONÇA, Rosane. (2007a), Determinantes Imediatos da Queda da Desigualdade de Renda Brasileira. Texto para Discussão do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), nº BARROS, Ricardo Paes de, CARVALHO, Mirela de, FRANCO, Samuel e MENDONÇA, Rosane. (2008), A Importância das Cotas para a Focalização do Programa Bolsa Família. Textos para Discussão da Faculdade de Economia da Universidade Federal Fluminense (UFF), nº 238. BEHRMAN, J. R., PARKER, S. W. e TODD P. (2005), Long-term Impacts of the Oportunidades Conditional Cash Transfer Program on Rural Youth in Mexico. Discussion Paper of the Ibero-American Institute for Economic Research, nº 122. BOURDIEU, P. (1980), Le Capital Social: Notes Provisoires. Actes de la Recherche en Sciences Sociales, vol. 3, nº 2 3. BRAUW, Alan e HODDINOTT, John. (2008), Must Conditional Cash Transfer Programs be Conditioned to be Effective? The Impact of Conditioning Transfers on School Enrollment in Mexico. International Food Policy Research Institute (IFPRI) Discussion Paper, nº CASTRO, Jorge Abrahão de e MODESTO, Lúcia (Orgs.). (2010), Bolsa Família : Avanços e Desafios. Vol. 2. Brasília, Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA). CEDEPLAR. (2007), Projeto de Avaliação de Impacto do Programa Bolsa Família: Descrição da Pesquisa AIBF, o Processo Amostral. Belo Horizonte, Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (CEDEPLAR), Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). COLEMAN, James. (1988), Social Capital in the Creation of Human Capital. American Journal of Sociology Supplement, vol. 94, nº S95 S120. HOFFMANN, Rodolfo. (2006), Transferências de Renda e a Redução da Desigualdade no Brasil e Cinco Regiões entre 1997 e Econômica, vol. 8, nº 1, pp JANVRY, Alain e SADOULET, Elisabeth. (2005), Conditional Cash Transfer Programs for Child Human Capital Development: Lessons Derived from Experience in Mexico and Brazil. GRADE 25th Anniversary Conference: Investigación, Politicas y Desarrollo. Lima, Peru. 10

11 JANVRY, Alain, FINAN, F. e SADOULET, Elisabeth. (2006), Evaluating Brazil s Bolsa Escola Program: Impact on Schooling and Municipal Roles. Manuscrito. MEDEIROS, Marcelo. (2005), O Que Faz os Ricos Ricos: o Outro Lado da Desigualdade Brasileira. São Paulo, Editora Hucitec, ANPOCS. NEVES, Jorge Alexandre Barbosa, FERNANDES, Danielle Cireno, XAVIER, Flávia Pereira e TOMÁS, Maria Carolina. (2007), Políticas de Transferência Direta de Renda, Capital Social e Alcance Educacional no Brasil. In: FAHEL, Murilo e NEVES, Jorge Alexandre Barbosa (Orgs.). Gestão e Avaliação de Políticas Sociais no Brasil. Belo Horizonte, PUC Minas. pp RACCHUMI-ROMERO, Julio Alfredo. (2008), Utilizando o Relacionamento de Bases de Dados para Avaliação de Políticas Públicas: uma Aplicação para o Programa Bolsa Família. Tese de Doutorado do Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (CEDEPLAR) da Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). RAVALLION, Martin e WODON, Quentin. (2000), Does Child Labour Displace Schooling? Evidence on Behavioural Responses to an Enrollment Subsidy. Economic Journal, vol. 110, nº 462, pp. C158 C175. RAWLINGS, Laura e RUBIO, Gloria. (2005), Evaluating the Impact of Conditional Cash Transfer Programs. The World Bank Research Observer, vol. 20, nº 1, pp RIOS-NETO, Eduardo Luiz Gonçalves. (2010), O Impacto do Programa Bolsa Família na Desigualdade de Renda. 1º Seminário Internacional de Gestão e Políticas Públicas. Belo Horizonte, Departamento de Ciência Política (DCP) da Faculdade de Filosofia e Ciências Humanas (FAFICH) da Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). SAMSON, M. (2006), Are Conditionalities Necessary for Human Development? Third International Conference on Conditional Cash Transfers. Istanbul, Turquia. SKOUFIAS, Emmanuel e PARKER, Susan W. (2001), Conditional Cash Transfers and Their Impact on Child Work and Schooling: Evidence from the PROGRESA Program in Mexico. Economía, vol. 2, nº 1, pp SKOUFIAS, Emmanuel. (2005), Progresa and its Impacts on the Welfare of Rural Households in Mexico. Research Report of the International Food Policy Research Institute (IFPRI), nº 139. SOARES, Fabio Veras, SOARES, Sergei, MEDEIROS, Marcelo e OSÓRIO, Rafael Guerreiro. (2006), Programas de Transferência de Renda no Brasil: Impactos sobre a Desigualdade. Texto para Discussão do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), nº SOARES, Sergei e SÁTYRO, Natália. (2009), O Programa Bolsa Família: Desenho Institucional, Impactos e Possibilidades Futuras. Texto para Discussão do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), nº SOARES, Sergei, RIBAS, Rafael Perez e SOARES, Fábio Veras. (2009), Focalização e Cobertura do Programa Bolsa-Família: Qual o Significado dos 11 milhões de Famílias? Texto para Discussão do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), nº

12 SZEKELY, M. (2006), To Condition or Not to Condition. Third International Conference on Conditional Cash Transfers. Istanbul, Turquia. 12

13 Tabela 1 Distribuição percentual das crianças da amostra por categorias de variáveis de interesse, Censo Demográfico do Brasil, Variáveis Categorias Limite máximo da renda domiciliar R$70,00 R$140,00 R$280,00 Número de membros da família Média 5,16 5,16 5,24 Presença de rede de água Sim 73,30 73,77 73,77 Não 26,70 26,23 26,23 Iluminação elétrica Sim 93,08 93,23 93,23 Não 6,92 6,77 6,77 Lixo coletado Sim 55,73 56,48 56,48 Não 44,27 43,52 43,52 Situação censitária Urbano 56,51 57,24 57,24 Rural 43,49 42,76 42,76 Norte 14,74 14,50 14,50 Nordeste 54,24 54,23 54,23 Região de residência Sudeste 21,9 22,01 22,01 Sul 5,20 5,31 5,31 Centro Oeste 3,92 3,95 3,95 Mãe chefe do domicílio Sim 45,67 46,86 46,86 Não 54,33 53,14 53,14 Cor/raça da mãe Branca 27,72 27,93 27,93 Não branca 72,28 72,07 72,07 Sem instrução e fundamental incompleto 78,28 78,03 78,02 Fundamental completo e Anos de estudo da mãe médio incompleto 11,85 11,97 11,97 Médio completo e superior incompleto 8,56 8,70 8,70 Superior completo 1,32 1,31 1,31 Até 24 anos 2,99 3,08 3,09 Idade da mãe 25 a 34 anos 36,87 36,60 36,59 35 a 49 anos 49,24 49,26 49,26 50 anos ou mais 10,89 11,06 11,06 Até 4 anos 7,49 7,53 7,53 Tempo de residência da mãe Entre 5 e 9 anos 3,16 3,18 3,18 A partir de 10 anos 89,35 89,28 89,28 Zero 77,17 76,17 76,17 Horas trabalhadas por semana 1 a 20 horas 9,23 9,66 9,66 pela mãe 21 a 39 horas 4,53 4,79 4,79 40 horas ou mais 9,06 9,38 9,38 Idade da criança Média 11,95 11,95 11,95 Trabalho Sim 0,79 0,87 0,87 Não 99,21 99,13 99,13 Sim 5,89 6,19 6,19 Não 94,11 93,81 93,81 Beneficiário do Programa Bolsa Família Tamanho da amostra (n) Foi utilizada informação de peso dos bancos de dados para estimar as estatísticas desta tabela. Fonte: Censo Demográfico do Brasil de

14 Tabela 2 Percentual de crianças no domicílio que frequentam a escola, Censo Demográfico do Brasil, Limite de renda Tratamento Controle Diferença R$70,00 98,10% 95,95% 2,06%*** R$140,00 98,08% 95,91% 2,17%*** R$280,00 98,08% 95,91% 2,17%*** *** Significante ao nível de 99%; ** Significante ao nível de 95%; * Significante ao nível de 90%. Foi utilizada informação de peso dos bancos de dados para estimar as estatísticas desta tabela. Fonte: Censo Demográfico do Brasil de

15 Tabela 3a Razões de chance e exponenciais dos erros-padrão estimados por modelo de regressão logística para variável dependente criança frequenta a escola, Censo Demográfico do Brasil, Varáveis Limite máximo da renda domiciliar per capita Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 (R$ 70,00) (R$ 140,00) (R$ 280,00) Constante 1,034*** 1,035*** 1,032*** (162,9) (161,1) (160,5) Variáveis da família Número de membros da família 0,931*** 0,936*** 0,936*** (0,00650) (0,00647) (0,00647) Presença de rede de água 1,181*** 1,191*** 1,191*** (0,0427) (0,0422) (0,0422) Iluminação elétrica 1,777*** 1,765*** 1,765*** (0,0770) (0,0755) (0,0755) Lixo coletado 0,961 0,976 0,976 (0,0458) (0,0454) (0,0454) Rural Referência Referência Referência Urbano 0,783*** 0,777*** 0,777*** (0,0366) (0,0355) (0,0354) Região Sudeste Referência Referência Referência Região Norte 0,955 0,957 0,958 (0,0448) (0,0446) (0,0446) Região Nordeste 1,630*** 1,609*** 1,610*** (0,0657) (0,0638) (0,0638) Região Sul 1,298*** 1,290*** 1,291*** (0,0890) (0,0863) (0,0864) Região Centro-Oeste 1,104 1,110 1,112 (0,0814) (0,0804) (0,0806) Variáveis da mãe Mãe chefe do domicílio 0,975 1,010 1,009 (0,0300) (0,0305) (0,0305) Não - Branco Referência Referência Referência Branco 1,001 1,000 1,000 (0,0341) (0,0334) (0,0334) Sem instrução e fundamental incompleto Referência Referência Referência Fundamental completo e médio incompleto 1,197*** 1,202*** 1,202*** (0,0600) (0,0588) (0,0588) Obs.: Exponencial do erro-padrão robusto entre parênteses. *** Significante ao nível de 99%; ** Significante ao nível de 95%; * Significante ao nível de 90%. Foi utilizada informação de peso dos bancos de dados para estimar as estatísticas desta tabela. Fonte: Censo Demográfico do Brasil de

16 Tabela 3b Razões de chance e exponenciais dos erros-padrão estimados por modelo de regressão logística para variável dependente criança frequenta a escola, Censo Demográfico do Brasil, Varáveis Limite máximo da renda domiciliar per capita Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 (R$ 70,00) (R$ 140,00) (R$ 280,00) Médio completo e superior incompleto 1,504*** 1,536*** 1,536*** (0,102) (0,103) (0,103) Superior completo 1,281 1,293 1,293 (0,219) (0,219) (0,219) Até 24 anos 0,119*** 0,105*** 0,105*** (0,00602) (0,00511) (0,00511) Entre 25 e 34 anos Referência Referência Referência Entre 35 e 49 anos 0,714*** 0,713*** 0,713*** (0,0261) (0,0258) (0,0258) Mais de 50 anos 0,449*** 0,451*** 0,451*** (0,0214) (0,0214) (0,0213) Reside entre 0 e 4 anos 0,752*** 0,747*** 0,747*** (0,0356) (0,0344) (0,0344) Reside entre 5 a 9 anos 1,627*** 1,653*** 1,653*** (0,159) (0,159) (0,159) Reside a mais de 10 anos Referência Referência Referência 0 horas trabalhadas por semana Referência Referência Referência De 1 a 20 horas trabalhadas por semana 1,603*** 1,630*** 1,628*** (0,0882) (0,0871) (0,0869) De 21 a 39 horas trabalhadas por semana 1,404*** 1,434*** 1,434*** (0,0996) (0,0985) (0,0985) Mais de 40 horas trabalhadas por semana 1,383*** 1,392*** 1,391*** (0,0718) (0,0703) (0,0702) Variáveis da criança Idade da criança 0,735*** 0,733*** 0,733*** (0,00814) (0,00800) (0,00800) Trabalho infantil 0,328*** 0,295*** 0,293*** (0,0295) (0,0240) (0,0237) Beneficiário do Programa Bolsa Família 2,285*** 2,286*** 2,287*** (0,182) (0,178) (0,178) Tamanho da amostra (n) Obs.: Exponencial do erro-padrão robusto entre parênteses. *** Significante ao nível de 99%; ** Significante ao nível de 95%; * Significante ao nível de 90%. Foi utilizada informação de peso dos bancos de dados para estimar as estatísticas desta tabela. Fonte: Censo Demográfico do Brasil de