Capital Cultural e Ganhos Profissionais de Egressos Cotistas e Não Cotistas das Universidades Federais Brasileiras

RESUMO

Objetivo:

comparar os níveis de capital cultural herdado da família entre egressos cotistas e não cotistas das universidades federais brasileiras e analisar a sua influência sobre a ocupação e remuneração dos egressos.

Marco teórico:

a literatura sociológica destaca que estudantes de famílias de baixa renda (como os cotistas) carecem de capital cultural herdado da família e isso pode afetar negativamente suas oportunidades no mercado de trabalho.

Métodos:

aplicamos um questionário eletrônico a 11.458 egressos, de 248 cursos de graduação e de 18 universidades federais brasileiras. Criamos os níveis de capital cultural dos egressos a partir de uma análise fatorial, realizada através de uma combinação de variáveis como escolaridade dos pais e frequência de consumo de bens culturais pelos estudantes antes de eles entrarem na universidade. Comparamos as médias obtidas de capital cultural entre egressos cotistas e não cotistas através do teste t de Student, e por meio da regressão logística multinomial, analisamos a influência desse capital cultural sobre a ocupação e remuneração dos egressos.

Resultados:

os resultados sugerem que egressos cotistas possuem menores níveis de capital cultural antes de entrarem na universidade federal do que os egressos não cotistas. No entanto, os resultados sugerem pouca influência desse capital cultural para ganhos ocupacionais e salariais no mercado de trabalho.

Conclusões:

os resultados destacam a relevância da política de cotas das universidades federais para a inclusão sociocultural e socioeconômica dos estudantes cotistas.

Palavras-chave:
capital cultural; estudantes; ação afirmativa; ensino superior; mercado de trabalho

ABSTRACT

Objective:

compare the levels of cultural capital inherited from the family among quota and non-quota students from Brazilian federal universities and analyze its influence on the occupation and remuneration of graduates.

Theoretical framework:

the sociological literature points out that students from low-income families (such as quota holders) lack cultural capital inherited from the family and this can negatively affect their opportunities in the job market.

Methods:

we applied an electronic questionnaire to 11,458 graduates from 248 undergraduate courses and 18 Brazilian federal universities. We created the levels of cultural capital of graduates based on a factor analysis, carried out through a combination of variables such as parents’ education and frequency of consumption of cultural goods by students before entering university. We compared the averages obtained for cultural capital between quota and non-quota students through Student’s t-test, and through multinomial logistic regression, we analyzed the influence of this cultural capital on the occupation and remuneration of graduates.

Results:

the results suggest that quota student graduates have lower levels of cultural capital before entering the federal university than non-quota student graduates. However, the results suggest little influence of this cultural capital for occupational and salary gains in the labor market.

Conclusions:

the results highlight the relevance of the quota policy of federal universities for the sociocultural and socioeconomic inclusion of quota students.

Keywords:
cultural capital; students; affirmative action; university education; job market

INTRODUÇÃO

Diante de um cenário histórico de persistente desigualdade social no acesso ao ensino superior público, gratuito e de qualidade, a política de cotas (Lei n. 12.711, 2012) foi estabelecida em 2012, para que universidades federais reservem pelo menos metade das suas vagas de cursos de graduação para estudantes oriundos do ensino médio de escolas públicas e, a partir de então, com reservas específicas para negros, indígenas, pessoas com deficiência e/ou de famílias de baixa renda, que são os popularmente chamados estudantes cotistas. Estudantes admitidos pelo sistema de ampla concorrência são os denominados estudantes não cotistas. A política de cotas, enquanto uma política de ação afirmativa, é legítima no combate à desigualdade no acesso às universidades públicas que, historicamente, alijaram parcela substantiva da população brasileira de baixa renda (Silva et al., 2020).

O estado da arte das pesquisas sobre a política de cotas indica que pesquisadores têm se concentrado majoritariamente em investigar os impactos proporcionados pela política após os estudantes cotistas serem admitidos nas universidades. Nesse campo, os estudos se debruçam em verificar mudanças no perfil discente das universidades após a adoção das cotas (Vieira & Arends-Kuenning, 2019), em comparar o desempenho acadêmico de estudantes cotistas e não cotistas durante o curso de graduação (Silva et al., 2020), e em comparar seus ganhos no mercado de trabalho após eles se formarem na universidade federal (Biazotto et al., 2022).

Para além das relações supramencionadas, exploradas por diversos pesquisadores, parece legítimo assumir que a política de cotas lança luz sobre outra demanda das universidades, no caso, mitigar os efeitos de potenciais assimetrias derivadas da educação formal, bem como aquelas oriundas de oportunidades pregressas acompanhadas de uma condição material mais favorável da família do estudante. Esse conjunto de experiências anteriores, sobretudo as culturais, pode tornar o ambiente universitário mais familiar e amigável aos estudantes não cotistas, e por consequência, criar outras assimetrias na formação e na própria vida profissional dos egressos.

Esse último efeito se mostra relevante para este estudo, dado o potencial de impacto de um capital cultural na ocupação e nos rendimentos dos egressos, cotistas e não cotistas - aqui chamados de ampla concorrência. O capital cultural, de acordo com a análise clássica de Bourdieu (1986), pode ser entendido pelos comportamentos mentais e hábitos do indivíduo, fruto do seu acesso e conhecimento de bens culturais como leitura, gosto por artes em geral, e pelas suas qualificações acadêmicas. Bourdieu (1986) explica que o capital cultural pode ser adquirido pelos indivíduos, mas que o seu princípio mais poderoso ocorre por meio da sua transmissão de pais para filhos, em que os filhos de pais altamente escolarizados e com alto nível de capital cultural são privilegiados por acumularem, desde a pequena infância e de uma maneira mais fácil e rápida, o capital cultural que lhe será útil por toda a vida.

Bourdieu (1986) destaca que estudantes de famílias de baixa renda (como os cotistas) carecem de capital cultural herdado da família, ao contrário dos estudantes de famílias de melhor condição socioeconômica (estudantes de ampla concorrência), que podem possuir esse capital cultural, e por consequência, terem suas chances educacionais e profissionais impactadas positivamente. Evidências em diferentes países sugerem que egressos do ensino superior que têm maior capital cultural obtêm maiores privilégios no mercado de trabalho, especialmente para a admissão em melhores ocupações (Choi, 2015; Erickson, 1996; Flemmen, 2012; Friedman et al., 2015; Hartmann, 2000; Koppman, 2016; Lemos & Pinto, 2008; Rivera, 2011, 2015; Turco, 2010).

Diante do exposto, este trabalho tem por objetivo comparar os níveis de capital cultural herdado da família entre egressos cotistas e não cotistas das universidades federais brasileiras e analisar a sua influência sobre a ocupação e remuneração dos egressos. Baseando em Bourdieu (1986, 1992, 2007a, 2007b), assumimos como hipóteses que: (H1) egressos cotistas possuem menores níveis de capital cultural herdado da família do que os egressos não cotistas; (H2) o capital cultural influencia positivamente a ocupação e remuneração dos egressos no mercado de trabalho.

Teoricamente, acreditamos preencher uma lacuna relevante ao explorarmos o efeito do capital cultural de egressos cotistas e de ampla concorrência anterior à entrada nas universidades, bem como sua influência sobre os ganhos dos egressos no mercado de trabalho. Como contribuição empírica, somos os primeiros a realizar uma ampla pesquisa, que considera como unidade de análise egressos cotistas e de ampla concorrência, de diferentes cursos de graduação, de várias universidades federais e das cinco regiões do Brasil. Ademais, essa discussão se mostra oportuna em razão da reavaliação da política de cotas, realizada em 2023, de modo que possa suscitar reflexões sobre a necessidade de políticas públicas voltadas para o ensino superior que contemplem o crescimento cultural dos estudantes, de modo a se alcançar uma sociedade brasileira mais justa e igualitária.

Após esta breve introdução, trazemos os eixos teóricos centrais, no caso, a teoria do capital de Bourdieu e seu potencial impacto sobre o mercado de trabalho. Após a seção teórica, apresentamos as considerações metodológicas, seguidas dos resultados que perpassam tanto a hipotética diferença de capital cultural acumulado entre egressos cotistas e de ampla concorrência como o impacto na ocupação e rendimento de ambos os grupos. Por fim, apresentamos as principais conclusões deste estudo.

INFLUÊNCIA DO CAPITAL CULTURAL SOBRE GANHOS NO MERCADO DE TRABALHO, SEGUNDO BOURDIEU

De acordo com Bourdieu (1986), capital cultural pode ser entendido como hábitos, predisposições mentais e comportamentos do indivíduo (na sua forma incorporada), construído através do seu acesso e conhecimento de bens culturais como livros, músicas e obras de arte (na sua forma materializada) e pelas suas qualificações acadêmicas (na sua forma objetivada, institucionalizada). Bourdieu (2007a) explica que os hábitos culturais unem as classes, através do gosto e da partilha em comum entre si, o denominado habitus, e que os indivíduos pertencentes a uma classe aderem imediatamente a esse habitus, devido a uma naturalidade proporcionada pela sua familiaridade. Por exemplo, a apropriação de bens culturais como o teatro, o concerto e principalmente os museus tacitamente requer dos indivíduos uma posse prévia dos instrumentos que permitirão a sua plena compreensão (Bourdieu, 2007b).

Bourdieu (1986) esclarece que o capital cultural pode ser adquirido pelos indivíduos, mas que o seu princípio mais poderoso ocorre por meio da sua transmissão de pais para filhos, em que os filhos de pais com alto nível de capital cultural são privilegiados por acumularem, desde cedo e de uma maneira mais fácil e rápida, o capital cultural que lhes será útil por toda a vida. Os filhos da classe dominante herdam de sua família uma herança material que na prática se configura como uma herança cultural (Bourdieu, 2007a), transmitida de maneira discreta e indireta, conscientemente ou não (Bourdieu & Passeron, 2014). Quanto maior é o nível de instrução do indivíduo e mais alta é a posição da sua ocupação no mercado de trabalho, maior tende a ser o consumo de bens culturais considerados ‘legítimos’ na sociedade, como livros, teatro, concerto e cinema (Bourdieu, 2007b). Logo, filhos de famílias de origem social privilegiada têm um acesso precoce, facilitado e orientado ao consumo de bens culturais reconhecidos como autênticos e com valor na sociedade (Bourdieu, 2007a).

Para Bourdieu e Passeron (2014), o privilégio cultural se torna evidente quando o indivíduo possui uma familiaridade natural com a cultura, que é obtida somente com a frequência regular ao teatro, ao museu ou ao concerto, proporcionada principalmente pela sua família, uma vez que a escola se omite dessa tarefa, pois ela não organiza a visitação dos alunos a esses espaços ou, quando organiza, o faz de maneira esporádica. Mas, paradoxalmente, a escola exige em seus processos de avaliação justamente a cultura que ela não ensina, mas que já é de posse dos estudantes da classe dominante, legitimando assim o seu capital cultural (Bourdieu, 2007a). Esse processo gera um ciclo no qual o capital cultural possuído pelos estudantes da classe dominante retorna de maneira contínua e acumulada para eles (Bourdieu, 2002). Desse modo, a escola serve aos interesses da classe dominante (Bourdieu, 2007a) e o sistema escolar atua para que assim permaneça, ignorando as diferenças sociais entre os estudantes (Bourdieu & Passeron, 2014).

Nesse sistema, a escola opera para eliminar do meio estudantil quase que inteiramente os estudantes de origem social desprivilegiada (Bourdieu & Passeron, 2014) e mesmo aqueles que sobrevivem a essa eliminação, os ‘milagrosos’, que conseguem avançar nos níveis escolares apesar de pertencerem a classes sociais desfavorecidas, ainda encontrarão sérios obstáculos para sua boa inserção no mercado de trabalho em função da sua ausência de capital cultural e de outros tipos de capital demandados e valorizados pelos empregadores de elite (Bourdieu, 2007b). Desse modo, as credenciais educacionais requisitadas pelo mercado de trabalho existem e operam mais para manter a posição na classe dominante dos filhos das elites do que para permitir a mobilidade social dos filhos das famílias de origem social desprivilegiada (Bourdieu & Passeron, 2014).

Bourdieu (2007a) destaca que o acesso às melhores ocupações do mercado de trabalho depende, além do capital social do indivíduo, do seu capital cultural, isto é, a afinidade de habitus entre o candidato a empregado e o seu futuro empregador, e não considera suas qualificações acadêmicas (capital escolar). Os estudantes, embora possam ter qualificações acadêmicas semelhantes, são diferentes em função de todo um conjunto acumulado de predisposições e pré-saberes que são provenientes da herança do seu meio familiar e não são aprendidos na escola (Bourdieu & Passeron, 2014). Bourdieu (2007a, 2007b) explica que o capital cultural incorporado pelos filhos da classe dominante desde cedo, como o habitus e o gosto em comum, expressos através de estilos de vida como as maneiras e os gostos da boa sociedade, a boa aparência, o gosto por música erudita, a prática de jogos e esportes elitizados, o gosto e entendimento de obras de arte, especialmente as modernas, a frequência regular ao teatro, ao concerto, ao museu e ao cinema, a presença em clubes de luxo, etc., se mostram mais relevantes para a sua futura boa inserção no mercado de trabalho do que o seu capital cultural objetivado, isto é, o diploma escolar, os títulos acadêmicos e as propriedades intelectuais expressas através dessas certificações.

Desse modo, segundo Bourdieu e Passeron (2014), os estudantes da classe dominante herdam saberes e um saber-fazer, gostos e um ‘bom gosto’, extremamente valorizados no meio escolar e social. Exemplos de propriedade de capital cultural incluem ainda a desenvoltura irônica, o estilo, o espírito, a elegância preciosa e a segurança na fala e na postura que transmitem uma naturalidade ou uma aparente naturalidade, quase sempre observadas nos estudantes da classe dominante, que indicam o seu pertencimento à elite e, portanto, à cultura dominante (Bourdieu & Passeron, 2014). De acordo com Bourdieu e Passeron (2014), os estudantes da classe culta entendem as regras e os códigos do mercado de trabalho e sabem implicitamente como se portar satisfatoriamente diante de situações imprevistas e obscuras, que requerem conhecimento prévio e capacidade de adaptação ao ambiente em que estão situados.

E, além de já crescerem em um ambiente propício à criação e desenvolvimento de capital cultural que se mostrará relevante para seu sucesso profissional, a classe dominante é mais propensa a investir continuamente em práticas culturais que, por mais desinteressadas que sejam e possam parecer, mantêm e aumentam a raridade de seu capital cultural (Bourdieu, 2007b). Logo, o egresso do ensino superior que não cresceu em um ambiente familiar favorável à criação e desenvolvimento das práticas culturais da classe dominante não possui capital cultural relevante para maximização econômica e simbólica de seu diploma universitário no mercado de trabalho e no meio social (Bourdieu, 2007a). Assim, a classe dominante impõe, por meio do seu poder econômico, a valorização da sua cultura e legitima a sua dominação perante outras classes (Bourdieu, 1992). De acordo com Bourdieu (1992), o capital cultural fornece poder à classe dominante no campo social para assegurar os mecanismos que garantem a sua validação e reprodução exclusiva e o seu volume determina a posição dos indivíduos no espaço social.

Os argumentos de Bourdieu (1986, 1992, 2007a, 2007b) e de Bourdieu e Passeron (2014) são constantemente comprovados por evidências de várias pesquisas em diversos países que identificam que o capital cultural tem papel decisivo para a contratação ou promoção na carreira de empregados de elite (Choi, 2015; Erickson, 1996; Flemmen, 2012; Friedman et al., 2015; Hartmann, 2000; Koppman, 2016; Lemos & Pinto, 2008; Rivera, 2011, 2015; Turco, 2010) e que, assim, credenciais educacionais não são unicamente a base para o sucesso dos indivíduos no mercado de trabalho (Bills et al., 2017).

Influência do capital cultural sobre ganhos no mercado de trabalho: Evidências do Brasil

Perpassados os elementos centrais do conceito de capital cultural desenvolvido por Pierre Bourdieu e colaboradores, buscamos nesta seção apresentar alguns estudos que investigaram o efeito do capital cultural na ocupação e/ou rendimento dos estudantes. Assim como no cenário internacional (Bills et al., 2017), o contexto brasileiro apresenta uma escassez de pesquisas que explorem essa relação entre capital cultural e mercado de trabalho. No caso do Brasil, a ausência de estudos dessa natureza se mostra crítica, uma vez que mesmo em países considerados mais desenvolvidos e menos desiguais, como Noruega, Alemanha, França, Reino Unido, Canadá, Estados Unidos e Coreia do Sul, existem fortes evidências de que o capital cultural impacta o mercado de trabalho (Choi, 2015; Erickson, 1996; Flemmen, 2012; Friedman et al., 2015; Hartmann, 2000; Koppman, 2016; Rivera, 2011, 2015; Turco, 2010).

Um dos principais estudos sobre o tema no contexto brasileiro (Lemos & Pinto, 2008) confirma essa nossa suposição. Lemos e Pinto (2008) entrevistaram oito recrutadores de grandes empresas privadas fluminenses, aquelas que tinham mais de 100 funcionários, para analisarem o tipo de funcionário recém-formado que grandes empresas privadas procuram para compor seu quadro gerencial, isto é, para contratação de gerentes. Podemos dizer então que essas empresas se configuram como uma elite empresarial do estado do Rio de Janeiro, localizado na Região Sudeste, considerada o principal centro urbano e econômico do país. Os resultados encontrados por Lemos e Pinto (2008) mostram que não é a formação cognitiva/técnica (capital humano) do graduado o principal determinante para sua contratação, mas sim as variáveis comportamentais e vivenciais do aspirante ao cargo e a excelência da instituição de ensino cursada.

De acordo com Lemos e Pinto (2008), os recrutadores de empresas de elite fluminenses desejavam candidatos que tivessem tido experiências no exterior, dominassem o idioma inglês e tivessem feito os melhores cursos de graduação, de língua e de artes (capital cultural). Esses resultados convergem com os de Choi (2015), que mostrou que estudantes coreanos que vão para o exterior obtêm maiores vantagens no mercado de trabalho quando retornam ao seu país. Podemos argumentar que a excelência da instituição de ensino desejada pelos recrutadores fluminenses pode ser um mecanismo indireto da identificação da condição de classe e, portanto, cultural do candidato a gerente, assim como ocorre na França (Hartmann, 2000).

Em um estudo posterior, Lemos et al. (2009)confirmaram esses resultados de Lemos e Pinto (2008), ao considerarem uma amostra de 98 formandos e egressos do curso de Administração de Empresas de uma prestigiada instituição de ensino superior (IES) do Rio de Janeiro¹. Os autores encontraram diferenças significativas na inserção no mercado de trabalho entre os estudantes de baixa renda e os de alta renda, tanto em relação ao tipo de ocupação conquistada pelo egresso como em relação à sua remuneração, que favorecem os estudantes de alta renda. O capital cultural, medido por hábitos de viagens e pela escolaridade dos pais, mostra um contraste entre os estudantes, uma vez que 81% dos pais de filhos de famílias de maior renda tinham pelo menos um curso superior contra somente 27% dos pais de filhos de famílias de menor renda. Além disso, os autores consideraram outras variáveis que também indicaram a desigualdade de capital cultural dos estudantes, uma vez que 98% dos estudantes de maior renda tinham o hábito de viajar contra 55% dos estudantes de menor renda e que 100% dos estudantes de maior renda já tinham viajado para o exterior contra 42% dos estudantes de menor renda.

Estudos posteriores, no entanto, não encontraram diferenças significativas nos resultados do mercado de trabalho brasileiro entre egressos do ensino superior de origem familiar privilegiada e desprivilegiada, sugerindo um suposto recrutamento meritocrático, sem influência do capital cultural ou de outros tipos de capital (Falcão, 2012; Lemos et al., 2011; Lemos et al., 2013, 2014; Vargas, 2011).

Embora esses estudos encontrem resultados bastante otimistas para uma possível redução da desigualdade social brasileira por meio de processos de contratação para o emprego em tese mais meritocráticos, com base nas credenciais acadêmicas e não nas culturais ou sociais do candidato, eles ainda são limitados em termos de volume de pesquisas, amostra considerada, período de tempo observado, curso realizado e localização geográfica dos egressos. Logo, as evidências desses estudos não permitem generalizações para o Brasil como um todo, evidenciando a necessidade de pesquisadores expandirem esse campo de conhecimento no país, sobretudo em um cenário de políticas de ação afirmativa no ensino superior voltadas para grupos mais vulneráveis socioeconomicamente.

METODOLOGIA

Para atingir nosso objetivo, realizamos um survey, do tipo cross-section, aplicando, entre 15 de setembro de 2021 e 31 de dezembro de 2021, um questionário eletrônico, por meio do Formulários Google, que foi respondido por uma expressiva amostra final de 11.458 egressos (n = 11.458), sendo 32,41% cotistas e 67,59% não cotistas, de 248 cursos de graduação, de todas as áreas do conhecimento, de 18 universidades federais brasileiras, de todas as cinco regiões do país e que colaram grau entre 2016 e 2021. Ou seja, considerando a aplicação do questionário em 2021, nossa amostra abrange egressos que concluíram seu curso em um período de até seis anos da colação de grau.

Aqui cabe destacar que, não obstante a paridade de entrada entre estudantes cotistas e de ampla concorrência, essa só foi efetivada em 2015, em razão do caráter progressivo que a lei permitia às IFESs na reserva de vagas a estudantes cotistas. Por consequência, o percentual de egressos cotistas concluintes de cursos nas instituições federais até 2020 é inferior ao de ampla concorrência, se considerarmos o tempo de conclusão mínimo igual a quatro anos.

A fim de evitar vieses na escolha das universidades participantes e, consequentemente, na coleta dos dados e análises dos resultados, pretendíamos, inicialmente, aplicar o questionário aos egressos cotistas e não cotistas de todos os cursos presenciais de graduação de todas as universidades federais do Brasil e que colaram grau entre 2016 e 2021. Das 69 universidades federais existentes atualmente, nós não entramos em contato apenas com seis por terem sido criadas apenas recentemente (de 2018 em diante) e por provavelmente não terem turmas de egressos no momento de aplicação do questionário². Das 63 universidades federais que consideramos válidas para os nossos propósitos, 30 aceitaram participar da pesquisa.

Solicitamos às 30 universidades que enviassem o questionário a seus egressos diretamente por e-mail, e o disponibilizamos em grupos de ex-alunos dessas universidades no Facebook. Porém, apenas 18 universidades federais enviaram o questionário diretamente para o e-mail de seus egressos, que foram justamente as universidades que registraram a maior taxa de respostas de seus egressos ao questionário (pelo menos 100 egressos de cada universidade). Visando a padronizar os nossos métodos e a não incorrermos no risco de enviesar a amostra, restringimos a nossa unidade de análise somente aos egressos dessas 18 universidades, que receberam o questionário diretamente em seu e-mail.

Ao fazermos isso, observamos também o recomendado por Hair et al. (2009) sobre termos pelo menos 100 observações em um conjunto de dados para a validade estatística dos resultados. Nesse caso, foram justamente as 18 universidades que enviaram o questionário para o e-mail de seus egressos que registraram pelo menos 100 respostas (observações, egressos) no questionário. É importante destacar que, com base nesses critérios, desconsideramos respostas de universidades que, juntas, representavam apenas 1,74% do total das respostas registradas no questionário. A Tabela 1 apresenta a nossa amostra final, contendo as universidades, a região do país e suas respectivas taxas de respostas registradas e o percentual em relação ao total da amostra considerada.

Tabela 1
Amostra final de egressos e unidade de análise da pesquisa.

Universidade	Região do país	N.º de egressos que responderam ao questionário	Percentual em relação à amostra final
Universidade Federal do Rio Grande do Sul (UFRGS)	Sul	1.932	16,9%
Universidade Federal da Bahia (UFBA)	Nordeste	1.790	15,6%
Universidade Federal do Rio de Janeiro (UFRJ)	Sudeste	1.657	14,5%
Universidade Federal do Espírito Santo (Ufes)	Sudeste	1.220	10,6%
Universidade Federal do Maranhão (UFMA)	Nordeste	928	8,1%
Universidade Federal do Rio Grande do Norte (UFRN)	Nordeste	763	6,7%
Universidade Federal do Paraná (UFPR)	Sul	759	6,6%
Universidade Federal do Amazonas (Ufam)	Norte	435	3,8%
Universidade Federal do ABC (UFABC)	Sudeste	319	2,8%
Universidade Federal de Viçosa (UFV)	Sudeste	267	2,3%
Universidade Federal do Mato Grosso (UFMT)	Centro-Oeste	243	2,1%
Universidade Federal de Itajubá (Unifei)	Sudeste	198	1,7%
Universidade Federal da Grande Dourados (UFGD)	Centro-Oeste	191	1,7%
Universidade Federal Rural do Semi-Árido (Ufersa)	Nordeste	169	1,5%
Universidade Federal de Roraima (UFRR)	Norte	166	1,4%
Universidade Federal de Alfenas (Unifal)	Sudeste	162	1,4%
Universidade Federal do Cariri (UFCA)	Nordeste	136	1,2%
Universidade Federal do Vale do São Francisco (Univasf)	Nordeste	123	1,1%
Total		11.458	100%

• Nota. Fonte: Elaborada pelos autores.

Antes de ser enviado às universidades listadas na Tabela 1, o questionário foi analisado voluntariamente e a pedido nosso por dois pesquisadores, especialistas em pesquisas com questionários, e também por um programador visual que possui formação e experiência na área de comunicação social, com ênfase em comunicação visual. Esses profissionais sugeriram mudanças pontuais quanto ao formato das perguntas e respostas no questionário, de modo que elas retratassem a realidade da melhor forma possível, além de facilitarem a coleta dos dados e análise dos resultados. Em complemento, o programador visual validou o aspecto gráfico e a ordem das perguntas do questionário. Realizamos todas as mudanças sugeridas para o questionário a partir da análise desses profissionais, que pertencem a duas das universidades participantes da pesquisa.

Após esses ajustes e antes de aplicarmos o questionário aos egressos das universidades listadas na Tabela 1, realizamos um pré-teste com 16 egressos do curso de Comunicação Social - Jornalismo (Bacharelado), aplicando-lhes o questionário com um tipo de formato de perguntas, e com 22 egressos do curso de graduação de Arquitetura e Urbanismo (Bacharelado), aplicando-lhes o questionário com outro formato de perguntas, ambos os cursos com egressos da UFV, por conveniência. O questionário no formato aplicado aos egressos do curso de Comunicação Social - Jornalismo (Bacharelado) se mostrou mais válido estatisticamente e, assim, nós adotamos sua estrutura como padrão para a versão final do questionário. Esse pré-teste serviu apenas para a validação do questionário e suas respostas não foram consideradas para as análises na amostra final da pesquisa.

Consideramos os ganhos dos egressos no mercado de trabalho como representados pelo seu tipo de ocupação (cargo/emprego) e a sua remuneração. Esse procedimento é um dos mais comuns na literatura de estratificação social, que investiga o processo de mobilidade social de estudantes do ensino superior pertencentes a famílias de baixa renda (Hout, 1984; Karlson, 2019; Torche, 2011). Para identificar o tipo de ocupação do egresso no mercado de trabalho, consideramos a variável ‘Escolaridade da ocupação’, que se refere à escolaridade exigida pelo mercado de trabalho para o exercício do cargo/emprego atual do egresso. A Tabela 2 apresenta a definição, o formato e a descrição das nossas variáveis.

Tabela 2
Formato e descrição das variáveis da pesquisa.

Variável	Formato/Descrição
Categoria do egresso	Variável do tipo categórica. Corresponde à categoria pela qual o egresso foi admitido na universidade, sendo as opções: cotista e não cotista.
Escolaridade do pai	Variável do tipo categórica. Corresponde ao grau de escolaridade do pai do egresso: sem instrução; ensino fundamental incompleto; ensino fundamental completo; ensino médio incompleto; ensino médio completo; ensino superior incompleto; ensino superior completo; especialização incompleta; especialização completa; mestrado incompleto; mestrado completo; doutorado incompleto; doutorado completo; pós-doutorado incompleto; ou pós-doutorado completo.
Escolaridade da mãe	Variável do tipo categórica. Corresponde ao grau de escolaridade da mãe do egresso: sem instrução; ensino fundamental incompleto; ensino fundamental completo; ensino médio incompleto; ensino médio completo; ensino superior incompleto; ensino superior completo; especialização incompleta; especialização completa; mestrado incompleto; mestrado completo; doutorado incompleto; doutorado completo; pós-doutorado incompleto; ou pós-doutorado completo.
Frequência ao cinema	Variável do tipo categórica. Corresponde à verificação da frequência com que o egresso ia ao cinema antes do curso universitário, sendo as opções: nunca; raramente; ocasionalmente; frequentemente; ou sempre.
Frequência ao teatro	Variável do tipo categórica. Corresponde à verificação da frequência com que o egresso ia ao teatro antes do curso universitário, sendo as opções: nunca; raramente; ocasionalmente; frequentemente; ou sempre.
Frequência a museus	Variável do tipo categórica. Corresponde à verificação da frequência com que o egresso ia a museus antes do curso universitário, sendo as opções: nunca; raramente; ocasionalmente; frequentemente; ou sempre.
N.º de viagens ao exterior nas férias	Variável do tipo categórica. Corresponde à verificação da frequência de viagens do egresso ao exterior nas férias antes do curso universitário, sendo as opções: nenhuma vez; 1 vez; 2 vezes; 3 vezes; 4 vezes; 5 vezes ou mais.
Capital cultural	Variável do tipo métrica. Corresponde à média obtida a partir de análise fatorial, realizada através de uma combinação das variáveis ‘Escolaridade do pai’, ‘Escolaridade da mãe’, ‘Frequência ao cinema’, ‘Frequência ao teatro’, ‘Frequência a museus’ e ‘N.º de viagens ao exterior nas férias’.
Escolaridade da ocupação	Variável dependente, do tipo categórica. Corresponde ao nível de escolaridade exigido para o cargo/emprego do egresso sendo as opções: nenhum nível de instrução ou ensino fundamental incompleto; ensino fundamental completo ou ensino médio incompleto; ensino médio completo ou ensino superior incompleto; ensino superior completo ou pós-graduação incompleta; ou pós-graduação completa.
Remuneração	Variável dependente, do tipo ordinal. Corresponde à remuneração mensal bruta do egresso sendo as opções: até 1 salário mínimo; mais que 1 até 4 salários mínimos; mais que 4 até 10 salários mínimos; mais que 10 até 20 salários mínimos; acima de 20 salários mínimos. Classificação da remuneração em faixas salariais adaptada do critério de classes sociais feito pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE).

• Nota. Fonte: Elaborada pelos autores. Baseado em Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (n. d.). ISM - Indicadores Sociais Mínimos. https://www.ibge.gov.br/estatisticas/sociais/populacao/17374-indicadores-sociais-minimos.html?=&t=resultados.

Após as respostas dos egressos no questionário, os dados foram organizados e tabulados no Excel e, em seguida, analisados no SPSS (versão 23). Nós criamos a variável ‘Capital cultural’ a partir de uma análise fatorial, resultante da combinação de outras variáveis. Esse procedimento não é sem precedentes na literatura brasileira, uma vez que recentemente Mendes e Ferreira (2021), por exemplo, fizeram o mesmo para a criação de sua variável ‘Capacidade estatal’ de municípios mineiros, obtida a partir da combinação de uma série de outras variáveis como escolaridade de servidores, receita bruta dos municípios e filiação partidária de deputados e prefeitos.

Entendemos com base em Bourdieu (1986, 1992, 2007a, 2007b), Bourdieu e Passeron (2014), Bourdieu e Wacquant (1992) e outros estudos que se debruçaram especificamente sobre o tema do capital cultural (Choi, 2015; Erickson, 1996; Flemmen, 2012; Friedman et al., 2015; Hartmann, 2000; Koppman, 2016; Lemos & Pinto, 2008; Rivera, 2011, 2015; Turco, 2010) que as variáveis que utilizamos na análise fatorial para criação da variável ‘Capital cultural’ são válidas para representar a transmissão do capital cultural de pais para filhos, especialmente mostrando as diferenças entre o capital cultural herdado por cotistas e não cotistas a partir do diferenciado capital econômico de sua família.

Assim, para a criação da variável ‘Capital cultural’, realizamos uma análise fatorial de escores Z (padronizados), sustentada por um alfa de Cronbach de 0,729, a partir das variáveis ‘Escolaridade do pai’, ‘Escolaridade da mãe’, ‘Frequência ao cinema’, ‘Frequência ao teatro’, ‘Frequência a museus’ e ‘N.º de viagens ao exterior nas férias’, uma vez que essas variáveis não se encontravam na mesma dimensão. Para tanto, as opções de resposta das variáveis ‘Frequência ao cinema’, ‘Frequência ao teatro’ e ‘Frequência a museus’, que estavam inicialmente em formato categórico, foram transformadas em formatos numéricos como segue: se a resposta do egresso à questão foi ‘nunca’, então transformamos para um ponto; ‘raramente’ foi transformada para dois pontos; ‘ocasionalmente’ para três pontos; ‘frequentemente’ para quatro pontos; e ‘sempre’ para cinco pontos.

A análise fatorial desse conjunto de variáveis gerou dois fatores, que utilizamos para a construção do índice da variável ‘Capital cultural’. Seguimos Sabioni et al. (2016)para a transformação de nossos escores fatoriais em valores positivos entre zero e um, através da seguinte fórmula de padronização:

$F_{ij}=\frac{(F-F\min )}{(F\max -F\min )}$

onde F _min e F _max são os valores máximo e mínimo observados, respectivamente, para os escores fatoriais relacionados ao capital cultural dos egressos da nossa amostra.

Os resultados do alfa de Cronbach no valor de 0,729 que obtivemos nesse processo de criação da variável ‘Capital cultural’ são considerados como substanciais para a validação da consistência interna das questões (variáveis) em análise (Landis & Koch, 1977). É importante destacar que a análise fatorial aqui empreendida foi validada por meio dos testes de KMO e de Bartlett, da análise de comunalidades, da variância total explicada e da matriz de componentes rotativa, conforme se verifica na seção de resultados. Para a análise fatorial, utilizamos o método de rotação oblíqua oblimin, que é o mais indicado para bancos de dados muito grandes (Matos & Rodrigues, 2019) como o da nossa amostra de 11.458 observações (egressos). A Figura 1 ilustra o fluxograma das atividades que realizamos para a construção da variável ‘Capital cultural’:

Figura 1
Fluxograma das atividades realizadas para criação da variável ‘Capital cultural’.

Para a comparação das variáveis, utilizamos, em um nível de 95% de confiança, o teste t de Student e o teste de qui-quadrado. O teste t de Student permitiu verificar se os níveis de capital cultural (variável em formato métrico) são diferentes entre egressos cotistas e não cotistas. O teste t de Student, conforme Fávero e Belfiore (2017), é recomendado para variáveis métricas e sua interpretação deve ser feita da seguinte forma: se o p-valor encontrado na comparação das médias entre duas amostras independentes for menor que 0,05, significa que, em um nível de significância estatística de 5%, as médias populacionais dos grupos em comparação são diferentes, rejeitando a hipótese nula, e caso o p-valor seja maior que 0,05, dizemos que, em um nível de significância estatística de 5%, as médias populacionais das amostras independentes são iguais, de modo que:

H0: μ1 = μ2

H1: μ1 ≠ μ2

Já o teste de qui-quadrado foi usado para verificar se há diferença entre a contagem observada e a esperada das variáveis em formato categórico (por exemplo, ‘Escolaridade do pai’) em função do egresso ser cotista ou não cotista (duas amostras independentes). Segundo Fávero e Belfiore (2017), o teste de qui-quadrado é recomendado para variáveis nominais e ordinais (portanto, categóricas) e quando utilizado para duas amostras independentes, ele assume as seguintes hipóteses:

H0: não há diferença significativa entre as frequências observadas e esperadas.

H1: há diferença significativa entre as frequências observadas e esperadas.

A interpretação do p-valor dos testes (que é apresentado na legenda dos gráficos, tabelas e no corpo do texto) deve ser feita da seguinte forma: se o p-valor for menor que 0,05, significa que, em um nível de significância estatística de 5%, há diferença estatisticamente significativa entre as variáveis consideradas. Caso o p-valor seja maior que 0,05, dizemos que, em um nível de significância estatística de 5%, não há diferença estatisticamente significativa entre as variáveis consideradas.

Em sequência, realizamos duas regressões logísticas multinomiais, em que nossas variáveis dependentes foram ‘Escolaridade da ocupação’ e ‘Remuneração’ e a variável independente (de interesse) foi ‘Capital cultural’. A regressão logística multinomial é usada quando se deseja estimar um relacionamento no qual a variável dependente não é métrica, mas sim categórica (Daniels & Minot, 2019). Variável categórica é aquela cuja mensuração não se encontra em uma escala contínua, mas em escalas binárias, dicotômicas, ordinais ou com múltiplas opções. É importante destacar que ambos os modelos de regressão logística multinomial foram controlados através da inclusão de outras variáveis explicativas e que a literatura aponta como também afetando os ganhos dos profissionais de ensino superior no mercado de trabalho como cor/raça, origem familiar, prestígio do curso realizado, qualidade da universidade frequentada e região do país, variáveis que não são discutidas no presente artigo.

RESULTADOS E DISCUSSÃO

Apresentado o percurso metodológico do trabalho, esta seção busca trazer ao leitor os principais resultados da investigação. Para melhor organização, optamos por dividi-la em dois eixos, sendo estes a diferença existente em termos de formação do capital cultural de egressos cotistas e não cotistas e, posteriormente, o impacto na ocupação e renda.

A literatura destaca que parte desse capital está relacionado com o nível de escolaridade dos pais (Bourdieu, 2007a). Quando analisamos a escolaridade do pai dos egressos cotistas e de ampla concorrência, identificamos que essa escolaridade apresenta uma forte discrepância. Entre egressos cotistas, o percentual de pais que têm níveis de escolaridade que se concentram até o ensino fundamental incompleto (32,86%) e médio incompleto (14,88%) é proporcional ao percentual acumulado de pais de egressos de ampla concorrência que têm ensino superior completo (26,47%) ou pós-graduação (16,58%). Nesse estrato de formação mais elevada, apenas 15,24% de pais de egressos de cotistas possuem ao menos graduação, enquanto esse percentual é de 43,05% entre pais de não cotistas, conforme observamos na Figura 2.

Figura 2
Escolaridade do pai dos egressos (p-valor = 0,000).

Com relação à escolaridade das mães, os resultados mostram que a distribuição é similar ao que encontramos entre os pais, embora menos desigual. Na amostra, 22,7% das mães dos egressos cotistas tinham o ensino superior completo ou mais, contra 50% entre os de ampla concorrência. Considerando apenas a pós-graduação completa, os percentuais são de 9,1% entre mães de egressos cotistas, e de 22,2% entre mães dos de ampla concorrência. Essas diferenças são estatisticamente significativas (p-valor = 0,000), o que significa dizer que, assim como os pais, as mães de egressos cotistas tendem a ser menos escolarizadas do que as mães de egressos não cotistas, conforme podemos observar na Figura 3.

Figura 3
Escolaridade da mãe dos egressos (p-valor = 0,000).

Essas diferenças na escolaridade dos pais dos grupos analisados podem representar disparidades existentes no background cultural da família de origem dos dois grupos de estudantes. A fim de adensarmos nossa análise sobre essas disparidades, buscamos identificar a frequência com que os respondentes acessavam produtos culturais antes da entrada na universidade. A Tabela 3 apresenta os dados de consumo de bens culturais pela frequência regular ao cinema.

Tabela 3
Frequência regular das atividades culturais entre egressos cotistas e não cotistas antes de entrarem na universidade federal.

Atividades culturais	Frequência regular das atividades (em %)
Cinema	Nunca	Raramente	Ocasionalmente	Frequentemente	Sempre
Cotistas	13,4%	29,6%	36,6%	17,4%	2,9%
Não cotistas	6,4%	20,4%	40,2%	26,9%	6,2%
Teatro	Nunca	Raramente	Ocasionalmente	Frequentemente	Sempre
Cotistas	48,8%	37,1%	11,2%	2,3%	0,6%
Não cotistas	34,3%	44,7%	16,6%	3,6%	0,8%
Museus	Nunca	Raramente	Ocasionalmente	Frequentemente	Sempre
Cotistas	37,2%	43,6%	15,1%	3,3%	0,9%
Não cotistas	26,7%	46,6%	21,1%	4,5%	1,1%

• Nota. Fonte: Dados da pesquisa.

Quando analisamos a ida a cinemas, observamos que dentre aqueles que frequentavam assiduamente (sempre ou frequentemente) esses espaços, o percentual de egressos de ampla concorrência foi superior ao de cotistas na mesma faixa de intensidade, respectivamente 26,9% e 17,4%. O mesmo ocorre quando a frequência é ocasional, como pode ser observado na Tabela 3 (p-valor = 0,000).

Quanto ao hábito de ir regularmente ao teatro antes da universidade, não obstante uma presença maior por parte de egressos de ampla concorrência, os resultados indicam não ser algo comum tanto entre estes quanto entre os egressos cotistas. Somados os que declaram frequentar este tipo de espaço (sempre, frequentemente ou ocasionalmente), temos 21% entre os de ampla concorrência, e 14,1% entre egressos cotistas. Além disso, destacamos que 48,8% dos egressos cotistas, quase a metade do grupo, nunca tinham ido ao teatro antes da universidade, contra 34,3% dos egressos não cotistas (p-valor = 0,000).

Esse percentual relativamente pequeno também foi encontrado quando questionamos a respeito da ida a museus. Entre os que frequentam em alguma medida, soma-se 19,3% entre egressos cotistas, e 26,7% entre os não cotistas. Apesar do baixo percentual, novamente aqui o percentual de egressos cotistas é ainda inferior ao de egressos de ampla concorrência (p-valor = 0,000). Muito possivelmente esse baixo percentual na visita a museus e teatros se deva à baixa oferta destes equipamentos e produtos culturais em parte significativa do país, somado à substituição destes por outros produtos similares ou mesmo a forma de acesso, como no caso da internet.

Outro fator que a literatura aponta como formador de um capital cultural diz respeito a viagens ao exterior, por potencializar a prática de outro idioma e proporcionar experiências culturais diversas. Entre os componentes da amostra, o percentual de egressos cotistas que já haviam viajado para o exterior nas férias antes de entrarem na universidade (6,65%) é quatro vezes menor do que o percentual de egressos não cotistas (27,44%). Além disso, entre aqueles que já haviam viajado ao exterior antes de entrarem na universidade, 61,94% dos egressos cotistas viajaram apenas uma vez, e 38,06% viajaram duas vezes ou mais. Esses percentuais representam quase o inverso do encontrado entre egressos de ampla concorrência, sendo de 41,13% entre os que viajaram somente uma vez, e 58,87% entre os que viajaram duas vezes ou mais.

A Tabela 4 apresenta os resultados da análise fatorial e de alfa de Cronbach que realizamos para criação da variável ‘Capital cultural’ a partir das variáveis até aqui apresentadas. Na sequência, apresentamos os resultados do teste t de Student onde comparamos os níveis da variável ‘Capital cultural’ entre egressos cotistas e não cotistas.

Tabela 4
Resultados da análise fatorial para criação da variável ‘Capital cultural’.

Testes de KMO e Bartlett
Medida Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) de adequação de amostragem Aprox. qui-quadrado	,723	Teste de esfericidade de Bartlett	gl	15
	12021,345		Sig.	,000

Comunalidades*
	Inicial	Extração
Escore Z (Escolaridade da mãe)	1,000	,694
Escore Z (Escolaridade do pai)	1,000	,716
Escore Z (Frequência regular a museus)	1,000	,715
Escore Z (Frequência regular ao cinema)	1,000	,584
Escore Z (Frequência regular ao teatro)	1,000	,752
Escore Z (N.º de viagens ao exterior nas férias)	1,000	,374

Variância total explicada*
Componente	Autovalores iniciais			Somas de extração de carregamentos ao quadrado			Somas de rotação de carregamentos ao quadradoa
	Total	% de variância	% cumulativa	Total	% de variância	% cumulativa	Total
1	2,564	42,734	42,734	2,564	42,734	42,734	2,225
2	1,271	21,180	63,914	1,271	21,180	63,914	2,035
3	,767	12,790	76,704
4	,550	9,170	85,874
5	,453	7,550	93,424
6	,395	6,576	100

Variância total explicada*
	Matriz de componente*b		Matriz de padrão**c			Matriz de estruturas*
	Componente		Componente			Componente
	1	2	1	2	1	2
Escore Z (Escolaridade da mãe)	,592	,587		,855		,830
Escore Z (Escolaridade do pai)	,631	,564		,856		,846
Escore Z (Frequência regular a museus)	,707	-,464	,858		,845
Escore Z (Frequência regular ao cinema)	,725		,688		,746	,404
Escore Z (Frequência regular ao teatro)	,706	-,504	,889		,864
Escore Z (N.º de viagens ao exterior nas férias)	,541			,554	,318	,599

Matriz de correlações de componente*
Componente	1	2
1	1	,333
2	,333	1
Estatísticas de confiabilidade para o alfa de Cronbach
Alfa de Cronbach		N.º de itens
,729		6

Estatísticas de item-total para o alfa de Cronbach
	Média de escala se o item for excluído	Variância de escala se o item for excluído	Correlação de item total corrigida	Alfa de Cronbach se o item for excluído
Escore Z (Escolaridade da mãe)	,027	11,490	,422	,703
Escore Z (Escolaridade do pai)	,036	11,237	,465	,691
Escore Z (Frequência regular a museus)	,029	11,022	,501	,680
Escore Z (Frequência regular ao cinema)	,028	10,874	,527	,672
Escore Z (Frequência regular ao teatro)	,032	11,058	,495	,682
Escore Z (N.º de viagens ao exterior nas férias)	,024	11,755	,371	,718

• Nota. * Método de extração: análise de componente principal. ** Método de rotação: oblimin com normalização de Kaiser.^{c a}. Quando os componentes são correlacionados, as somas de carregamentos ao quadrado não podem ser adicionadas para se obter uma variância total. ^b. 2 componentes extraídos. ^c. Rotação convergida em 5 iterações. Fonte: Dados da pesquisa.

Ao realizarmos o teste t de Student, os resultados indicam que há diferenças estatisticamente significativas nos níveis de capital cultural observados antes da entrada na universidade entre egressos cotistas e não cotistas (p-valor = 0,000). Isso significa dizer que, em média, egressos cotistas possuem pai e mãe menos escolarizados, viajaram menos vezes ao exterior nas suas férias e iam menos frequentemente ao cinema, teatro e museus do que os egressos não cotistas antes de entrarem na universidade federal, conforme podemos visualizar na Tabela 5 e na Figura 4.

Tabela 5
Estatísticas descritivas da variável ‘Capital cultural’ antes da entrada na universidade entre os egressos cotistas e não cotistas (p-valor = 0,000).

Categoria do egresso	N.º	Média	DP	Variância	Mínimo	Máximo
Cotistas	3.525	25,205	14,322	205,123	0	77,11
Não cotistas	7.540	35,098	16,120	259,886	0	100

• Nota. Fonte: Dados da pesquisa.

Figura 4
Box-plot da variável ‘Capital cultural’ antes da entrada na universidade entre os egressos cotistas e não cotistas (p-valor = 0,000)

Nossos resultados confirmam os argumentos de Bourdieu (1986, 1992, 2007a, 2007b), Bourdieu e Passeron (2014) e Bourdieu e Wacquant (1992) de que estudantes de famílias de baixa renda (egressos cotistas) possuem menores níveis de capital cultural herdado e desenvolvido na família frente aos estudantes de famílias de melhor condição socioeconômica (não cotistas) antes de entrarem na universidade federal. Esses resultados mostram como as famílias brasileiras são distintas cultural e socioeconomicamente e como o habitus familiar acumulado é diferente entre egressos cotistas e não cotistas. Esse processo desigual de aquisição de cultura a partir do ambiente familiar entre egressos cotistas e não cotistas pode se tornar, no entanto, invisível, justificando, ilusoriamente, o mito da meritocracia, conforme destaca Souza (2006).

Nossos resultados nos permitem destacar a relevância da política de cotas das universidades federais para inclusão sociocultural dos estudantes cotistas. Investimentos para além da formação acadêmica são necessários para reduzirmos ainda mais as assimetrias que derivam de posições de privilégio material (Vieira & Arends-Kuenning, 2019).

Influência do capital cultural sobre os ganhos dos egressos no mercado de trabalho

Observadas as diferenças existentes entre o acúmulo de capital dos egressos das universidades federais brasileiras antes do ingresso no curso, o outro eixo deste trabalho busca verificar se esse capital influencia a ocupação e o rendimento desses egressos. A respeito da influência da variável ‘Capital cultural’, que se manteve estatisticamente significativa nos modelos de regressão logística para as variáveis dependentes ‘Escolaridade da ocupação’ e ‘Remuneração dos egressos’, os resultados sugerem que existe uma chance 3% menor de egressos com maiores níveis de capital cultural trabalharem em ocupações que exigem o ensino fundamental completo ou ensino médio incompleto, em comparação àqueles com menores níveis de capital cultural, ou seja, egressos com maior capital cultural são menos suscetíveis à subutilização de sua força de trabalho. Quando observamos exclusivamente a ocupação em atividades que demandam ao menos graduação, o capital cultural não possui nenhuma influência, resultando em chances idênticas de atuação entre egressos de maior e menor capital cultural. Ou seja, a posse de elevado capital cultural herdado da família não necessariamente leva os egressos a trabalharem em ocupações ditas mais intelectualizadas, mas reduz as chances de subutilização, algo que historicamente atinge mais fortemente a população negra (IBGE, 2019). Esses resultados estão apresentados na Tabela 6.

Tabela 6
Probabilidades de egressos de maior capital cultural obterem ocupações mais qualificadas em relação aos egressos de menor capital cultural.

Egressos	Escolaridade da ocupação dos egressos*
	Ensino fundamental completo ou ensino médio incompleto	Ensino médio completo ou ensino superior incompleto	Ensino superior completo ou pós-graduação incompleta	Pós-graduação completa
Maior capital cultural	3% menos prováveis	Chances idênticas	Chances idênticas	Chances idênticas
Informações do modelo
Critérios de ajuste do modelo	Somente intercepto: 14776,939	Final: 13242,264	Sig. ,000
Teste de razão de verossimilhança	Qui-quadrado: 1534,676	gl: 72	Sig. ,000
Pseudo R2	Cox e Snell: ,173	Nagelkerke: ,206	McFadden: ,104
Adequação do ajuste	Pearson	Qui-quadrado: 33421,532	gl: 32188	Sig. ,000
	Deviance	Qui-quadrado: 13240,877	gl: 32188	Sig. 1,000
Tabela de classificação	Porcentagem global (correta): 70,5%

• Nota. * A categoria de referência para comparação é a ocupação de egressos que não exigem nenhum nível de instrução ou exigem o ensino fundamental incompleto. Fonte: Dados da pesquisa.

Quando analisamos o rendimento, constatamos que egressos de maior capital cultural têm maior probabilidade de receber maiores salários do que egressos de menor capital cultural, todavia, com efeito residual da variável na renda, dados os percentuais de chance observados. Além disso, o capital cultural não possui nenhuma influência sobre as menores faixas salariais (de até quatro salários mínimos), resultando em chances idênticas de ganhos nessas faixas entre egressos de maior e menor capital cultural. Esses resultados estão apresentados na Tabela 7.

Tabela 7
Probabilidades de egressos de maior capital cultural obterem maiores remunerações em relação aos egressos de menor capital cultural.

Egressos	Remuneração dos egressos*
	Entre 1 e 4 salários mínimos	Entre 4 e 10 salários mínimos	Entre 10 e 20 salários mínimos	Acima de 20 salários mínimos
Maior capital cultural	Chances idênticas	1,5% mais prováveis	1,9% mais prováveis	2,5% mais prováveis
Informações do modelo
Critérios de ajuste do modelo	Somente intercepto: 19764,824	Final: 17793,425	Sig. ,000
Teste de razão de verossimilhança	Qui-quadrado: 1971,399	gl: 72	Sig. ,000
Pseudo R2	Cox e Snell: ,210	Nagelkerke: ,232	McFadden: ,100
Adequação do ajuste	Pearson	Qui-quadrado: 31267,531	gl: 33424	Sig. 1,000
	Deviance	Qui-quadrado: 17790,653	gl: 33424	Sig. 1,000
Tabela de classificação	Porcentagem global (correta): 56,1%

• Nota. *A categoria de referência para comparação é a faixa salarial dos egressos que ganham até um salário mínimo.

Quando a análise recai sobre egressos que são remunerados em faixas salariais mais elevadas, nossos resultados sugerem que o capital cultural herdado da família afeta positivamente a renda, de modo que egressos com maiores níveis de capital cultural têm maior probabilidade de receber maiores remunerações no mercado de trabalho, embora novamente essa influência do capital cultural seja pequena.

Não obstante o baixo efeito, os resultados aqui encontrados vão ao encontro dos argumentos de Bourdieu (1986, 1992, 2007a, 2007b), Bourdieu e Passeron (2014) e Bourdieu e Wacquant (1992). Entretanto, há divergências quando comparados aos trabalhos da literatura nacional que investigaram o tema, como os de Falcão (2012), Lemos et al. (2011), Lemos et al. (2013, 2014) e Vargas (2021), que não identificaram uma influência do capital cultural sobre os ganhos de egressos do ensino superior de famílias de baixa renda no mercado de trabalho. Ao assumirmos que os resultados sugerem que egressos não cotistas possuem maiores níveis de capital cultural do que os egressos cotistas, como visto anteriormente, a desigualdade na remuneração pode não ser corrigida unicamente através do diploma universitário e da política de cotas, fazendo necessárias ações que reduzam esse hiato na formação de um capital cultural entre os ingressantes nas universidades.

Embora o capital cultural afete a remuneração dos egressos, nossos resultados sugerem que, curiosamente, o capital cultural tem pouca influência sobre a ocupação dos egressos. Em outras palavras, egressos de maior capital cultural têm menor probabilidade de trabalhar apenas em ocupações que exigem ensino fundamental completo ou ensino médio incompleto. Assim, o capital cultural herdado da família não tem influência sobre as ocupações que exigem maiores níveis de escolaridade entre os egressos da nossa amostra. Isso significa dizer que egressos de menor capital cultural, como são os cotistas, trabalham em ocupações tão qualificadas quanto os egressos de maior capital cultural, como são os não cotistas. Esse resultado diverge de Bourdieu (1986, 1992, 2007a, 2007b), Bourdieu e Passeron (2014) e Bourdieu e Wacquant (1992) sobre o capital cultural ser relevante para inserção em boas ocupações no mercado de trabalho.

Os resultados sugerem que, aparentemente, o acesso às ocupações de maior nível de escolaridade não é determinado pelo nível de capital cultural dos egressos, uma vez que o capital cultural influencia pouco a ocupação de egressos cujas atividades exigem curso superior, sendo mais incisivo entre os subutilizados. Do mesmo modo, há pequena influência sobre a remuneração dos egressos, o que nos leva a inferir que ao garantir o acesso ao ensino superior a uma parcela de estudantes oriundos de escolas públicas, a política de cotas opera sua função redistributiva, permitindo inserção no mercado de trabalho e rendimentos similares ao dos não cotistas, não obstante o background familiar mais vulnerável.

CONCLUSÃO

O objetivo do artigo foi comparar os níveis de capital cultural herdado da família entre egressos cotistas e não cotistas das universidades federais brasileiras e analisar a sua influência sobre a ocupação e remuneração dos egressos. Avançamos no conhecimento e contribuímos para a literatura ao fazermos a primeira pesquisa nacional identificando e comparando os níveis de capital cultural herdado da família entre egressos cotistas e não cotistas antes de eles entrarem na universidade federal e analisando a influência desse capital cultural sobre os ganhos dos egressos no mercado de trabalho. Confirmamos inteiramente nossa primeira hipótese, pois os resultados sugerem que, em média, egressos cotistas possuem menores níveis de capital cultural herdado da família em relação aos egressos não cotistas antes de eles entrarem na universidade federal.

Todavia, cabe aqui destacar que os elementos constituintes de um capital cultural têm se reconfigurado a partir das novas formas que os produtos culturais assumem, bem como dos canais de acesso possíveis, com o incremento de canais fechados, streaming e outras plataformas existentes. Essas transformações, em certa medida, nos imputam à necessidade de atualização da categoria quanto aos meios de formação do capital a partir do acesso a produtos culturais.

Para além da reconfiguração do que representa capital cultural, também são uma limitação deste estudo as bases contextuais que forjam o próprio conceito. Enquanto a França, lócus de análise dos estudos de Bourdieu, adota inúmeras políticas de acesso e produção de atividades culturais, no Brasil, historicamente esse acesso não se constituiu como política pública relevante, por consequência apresentando níveis consideravelmente díspares entre indivíduos de classes sociais distintas. Ademais, a diferença de disponibilidade destes, a depender do porte das cidades, provoca outras assimetrias.

Quanto à segunda hipótese, confirmamos apenas parcialmente, pois os resultados sugerem pouca influência do capital cultural sobre os ganhos ocupacionais e salariais dos egressos. A existência de um maior capital cultural não impacta a ocupação em empregos que exigem nível superior. Seu impacto só se verifica em empregos que se caracterizam como subutilização da mão de obra, sendo que egressos com maior capital cultural têm menor probabilidade de se encontrarem nessa situação. O mesmo cabe ao analisarmos o impacto do capital cultural sobre a renda que, embora residual, incide mais fortemente quando estratificamos a parcela da amostra com maior rendimento.

Nesse sentido, nossos resultados destacam a relevância da política de cotas das universidades federais como um instrumento para inclusão sociocultural e socioeconômica dos estudantes cotistas, justificando a sua existência e continuidade. Além da política de cotas, urgem também políticas públicas educacionais e culturais que favoreçam, desde a pequena infância, o acesso a bens culturais a estudantes de maior vulnerabilidade socioeconômica a fim de se alcançar uma sociedade brasileira mais justa e igualitária.

Uma possível limitação do artigo, além dos supracitados elementos subjacentes ao conceito de capital cultural, talvez se relacione ao aspecto metodológico, uma vez que o instrumento do questionário pode ser apontado por céticos como um possível viés para a pesquisa, dado o seu caráter facultativo de adesão para preenchimento pelos egressos participantes, talvez mais interessados no tema da pesquisa. No entanto, considerando a inexistência de dados oficiais e de relatórios governamentais sobre o tema, principalmente por parte do Ministério da Educação (MEC), julgamos que nosso questionário produz resultados satisfatórios que não teríamos, pelo menos no momento da coleta de dados, que se deu no fim de 2021, sem a realização dessa pesquisa. Além disso, julgamos que a nossa amostra final de 11.458 egressos, de 248 cursos de graduação, de todas as áreas do conhecimento, de 18 universidades federais brasileiras e das cinco regiões do país, é bastante expressiva estatisticamente para diminuir possíveis vieses na coleta dos dados e interpretação dos resultados. Ademais, trata-se de uma pesquisa ex-post, de modo que os egressos tiveram que revisitar suas memórias do período anterior à entrada na universidade e, portanto, carregando todas as possibilidades de imprecisão quanto às informações fornecidas.

Pesquisas futuras poderão adotar uma abordagem qualitativa dos dados e verificar em profundidade como era o acesso a bens culturais pelos egressos cotistas e não cotistas e qual a importância do capital econômico e do estímulo da família nesse processo antes de eles entrarem na universidade. Pesquisas futuras poderão verificar também como esse capital cultural dos estudantes cotistas se altera a partir da sua presença no ensino superior público, gratuito e de qualidade. Por fim, é fundamental verificar se o capital cultural herdado da família possui alguma influência na carreira profissional dos egressos no médio e longo prazo.

REFERENCES

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• Fast-Track

  Este artigo foi avaliado em regime fast-track pois recebeu o prêmio de Melhor Artigo apresentado no VIII Encontro de Gestão de Pessoas e Relações de Trabalho (EnGPR 2023).

• Método de Revisão por Pares

  Este conteúdo foi avaliado utilizando o processo de revisão por pares duplo-cego (double-blind peer-review). A divulgação das informações dos pareceristas constantes na primeira página e do Relatório de Revisão por Pares (Peer Review Report) é feita somente após a conclusão do processo avaliativo, e com o consentimento voluntário dos respectivos pareceristas e autores.

• Financiamento

  Os autores informaram que não houve suporte financeiro para a realização deste trabalho.

• Verificação de Plágio

  A RAC mantém a prática de submeter todos os documentos aprovados para publicação à verificação de plágio, mediante o emprego de ferramentas específicas, e.g.: iThenticate.

• Disponibilidade dos Dados

  Os autores afirmam que todos os dados utilizados na pesquisa foram disponibilizados publicamente, e podem ser acessados por meio da plataforma Harvard Dataverse:
  

  
  
  Carvalho, José Roberto Abreu de, Junior; Xavier, Wescley Silva; Ferreira, Marco Aurélio Marques; Teixeira, Lusvanio Carlos, 2024, "Replication Data for: Cultural capital and professional earnings of quota and non-quota students from Brazilian federal universities" published by RAC-Revista de Administração Contemporânea, Harvard Dataverse, V1.
  https://doi.org/10.7910/DVN/VVQMSC
  A RAC incentiva o compartilhamento de dados mas, por observância a ditames éticos, não demanda a divulgação de qualquer meio de identificação de sujeitos de pesquisa, preservando a privacidade dos sujeitos de pesquisa. A prática de open data é viabilizar a reproducibilidade de resultados, e assegurar a irrestrita transparência dos resultados da pesquisa publicada, sem que seja demandada a identidade de sujeitos de pesquisa.

• Classificação JEL:

  J6, J68, J7, J78

• Relatório de Revisão por Pares:

  O Relatório de Revisão por Pares está disponível neste link externo.
• 
  # de revisores convidados até a decisão:
  

  	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12
  1a rodada

NOTAS

• 1
  Os autores não mencionam o nome da IES.
• 2
  São elas: Universidade Federal de Catalão (UFCat), Universidade Federal de Jataí (UFJ), Universidade Federal de Rondonópolis (UFR), Universidade Federal do Agreste de Pernambuco (Ufape), Universidade Federal do Delta do Parnaíba (UFDPar) e Universidade Federal do Norte de Tocantins (UFNT).

Editado por

Editor-chefe:

Marcelo de Souza Bispo (Universidade Federal da Paraíba, PPGA, Brasil) https://orcid.org/0000-0002-5817-8907

Disponibilidade de dados

Os autores afirmam que todos os dados utilizados na pesquisa foram disponibilizados publicamente, e podem ser acessados por meio da plataforma Harvard Dataverse:

Carvalho, José Roberto Abreu de, Junior; Xavier, Wescley Silva; Ferreira, Marco Aurélio Marques; Teixeira, Lusvanio Carlos, 2024, "Replication Data for: Cultural capital and professional earnings of quota and non-quota students from Brazilian federal universities" published by RAC-Revista de Administração Contemporânea, Harvard Dataverse, V1.

https://doi.org/10.7910/DVN/VVQMSC

A RAC incentiva o compartilhamento de dados mas, por observância a ditames éticos, não demanda a divulgação de qualquer meio de identificação de sujeitos de pesquisa, preservando a privacidade dos sujeitos de pesquisa. A prática de open data é viabilizar a reproducibilidade de resultados, e assegurar a irrestrita transparência dos resultados da pesquisa publicada, sem que seja demandada a identidade de sujeitos de pesquisa.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  01 Jul 2024
• Data do Fascículo
  2024

Histórico

• Recebido
  28 Jul 2023
• Revisado
  21 Mar 2024
• Aceito
  22 Mar 2024
• Publicado
  10 Abr 2024