Ainda sobre machismo e o ministério de Temer: addendum

Publicado em maio 17, 2016 por fernandodegoncalves

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

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

Os partidos dos deputados deveriam ter sido levados em conta.

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

temer 2 - observado

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

temer 2 - esperado

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

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

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

mulher

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

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

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

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

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

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

A Escolha do Gabinete de Michel Temer foi Machista?

Publicado em maio 14, 2016 por fernandodegoncalves

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

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

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

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

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

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

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

x² = ∑ [(o -e)²/e]

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

observado - temer

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

esperado - temer

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

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

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

probabilidade parlamento

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

probabilidade população.png

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

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

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

Publicado em dezembro 7, 2015 por fernandodegoncalves

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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