DRAWING OUT THE ISSUES

Deve-se observar que os dados utilizados para a construção deste modelo são os mesmos que serviram para caracterizar os indivíduos envolvidos em violência de gênero e as circunstâncias de ocorrências das agressões no capítulo de análise preliminar de dados. Contudo, por se tratar de um método de análise diferenciado, procedeu-se ao ajuste desses dados à categorias de interesse (o que se justifica pelas hipóteses trabalhadas) e à própria metodologia econométrica.

Por esses motivos, algumas variáveis foram divididas em categorias mais abrangentes. Considerou-se como violência de gênero a ser analisada a ameaça, à qual se opõem as demais modalidades de violência, tais como agressões físicas, lesões, estupros e outras. Essa escolha implica em que os resultados encontrados serão aplicáveis somente à análise das ameaças, a rigor. Quanto à situação conjugal, dividiu-se os indivíduos em dois grandes grupos: solteiros em união estável (presente ou passada) e outras situações conjugais (casados, viúvos, separados...).

Procedimento análogo adotou-se para a categorização da variável “natureza da relação estabelecida entre os indivíduos”: parte foi considerada como companheiro (no presente ou passado) e parte como tendo estabelecido relação de qualquer outra natureza (paternal, fraternal, desconhecidos...).

Mas a maior mudança ocorreu na categorização dos níveis de escolaridade e rendimentos de homens e mulheres. Para a análise econométrica não importou qual o número de anos estudados e/ou o grau alcançado, assim como não importou o exato nível de renda dos indivíduos. Nestes dois casos, a comparação entre os níveis de escolaridade e rendimento das vítimas e seus agressores era única coisa que importava, pois o objetivo era constatar as incompatibilidades entre eles. Assim, foi feita uma comparação entre os níveis de escolaridade de homens e mulheres para cada uma das 180 observações coletadas. Toda vez que uma mulher apresentava escolaridade/rendimento igual ou superior à escolaridade/rendimento masculino, atribuía-se o código 1 à observação. Quando a escolaridade/rendimento masculino era superior à escolaridade feminina, atribuía-se o código 0.

Assim, espera-se que probabilidade de ocorrência de “ameaça” – Y = 1 - seja maior entre indivíduos solteiros que estão ou já estiveram em uniões estáveis – D1, D2 = 1 -

, jovens - X1, X2 - (pois os mais jovens optariam mais frequentemente por esse tipo

de união) e com níveis de escolaridade - D3 = 1 - e rendimentos – D4 = 1 -

aproximadamente equivalentes.

4.2 Resultados da aplicação do modelo econométrico

A análise dos resultados da aplicação do modelo econométrico seguirá o seguinte roteiro: análise dos sinais dos coeficientes estimados; exame da significância desses coeficientes individual e conjuntamente, checagem do percentual de predição correta do modelo e, finalmente, cálculo das probabilidades de ocorrência de ameaças contra as mulheres.

A regressão estimada pelo Método da Máxima Verossimilhança, para o modelo proposto é representada a seguir2:

5 4 3 2 2 1 1 0,002132 0,805773 -1,566831 -0,273822 0,010770 L= X D + X D + D D D p valor (0.6878) (0.9040) (0.1794) (0,0154) (0.7556)

Conforme se pode ver pelos valores p, a probabilidade de se cometer erros de estimativa, neste modelo, é muito alta. É provável que o grande número de variáveis incluídas no modelo, ou seja, sua complexidade, face ao número relativamente pequeno de observações e a variação binária dessas variáveis possam ter dificultado a estimativa de um modelo estatisticamente mais preciso. Por essa razão, convém regredir Y sobre um número menor de variáveis, precisamente aquelas que apresentaram valores p mais baixos e, também, experimentar um arranjo diferente entre estas. Assim, ter-se-ia um modelo de regressão mais adequado, como, por exemplo: 2 5 3 1 1,022174 0,061358 2,098817 1,708660 - L= − D + D + D X p valor (0,0088) (0,0242) (0,0958) (0,0091) Probabilidade Estatística LR (0,012881)

Probabilidade Predição Correta P(Y=1) = 72,97%

Vê-se, aqui, que os valores p obtidos são bastante baixos, o que comprova a significância dos parâmetros estimados, individualmente. Contudo, os sinais negativos dos coeficientes de intercepto e de inclinação da variável D1 indicam que

variáveis não explicitadas no modelo e o status conjugal, respectivamente,

relacionam-se negativamente com a ocorrência de ameaças, o que não é previsto pelas teorias trabalhadas. Deve-se ressaltar, contudo, que essa relação negativa pode sugerir que o status conjugal, conforme definido anteriormente, estaria mais relacionado a outras modalidades de violência. Isto porque, como foi visto, cerca de 70,00% das mulheres analisadas na RMS são solteiras que estão ou já estiveram em uniões estáveis.

Adicionalmente, a probabilidade dos coeficientes serem insignificantes, globalmente, é de aproximadamente 1,29% e o percentual de predição correta do modelo para Y=1 é de 72,97%. Esse último resultado foi obtido com base em um cutoff de 0,3, pois sabia-se, a priori, que cerca de 30% da amostra é composta de Y=1. Caso a maior parte das respostas (Y=0 ou Y=1) fosse realmente Y=1 e não Y=0, poder-se-ia tomar simplesmente o percentual total de predição correta do modelo, ou seja, a média de acertos para Y=0 e Y=1.

Assim, pode-se calcular, com precisão, a partir do modelo utilizado e após algumas manipulações algébricas, a probabilidade de ocorrência de ameaças, como se vê a seguir. 2 5 3 1 1,77923 0,06328 87740 , 0 81889 , 0 D D D X Y =− − + +

Substituindo as variáveis D1, D3 e D5 por 1, quer dizer, supondo que essas variáveis

estejam operando nas categorias 1 já descritas, assim como X2 por 35 (a idade

média dos homens) e igualando-se o resultado numérico à equação

i i P P − 1

tem-se Pi, ou seja, a probabilidade de uma mulher cuja situação conjugal seja

qualquer outra que não solteira que está ou já esteve em união estável, que tenha nível de escolaridade igual ou superior aos níveis masculinos, cujos agressores

tenham, em média, 35 anos de idade e sejam seus companheiros ou ex- companheiros vir a sofre uma ameaça.

Tem-se, pois, Pi = 69,67%. Isto significa que, de um modo geral, mulheres que apresentem características equivalentes às supracitadas têm, aproximadamente, 70,00% a mais de chance de sofrer ameaças que outras mulheres de perfis diferentes desse.

Simultaneamente, pode-se calcular, a partir deste modelo, as probabilidades de mulheres de perfis variados sofrerem ameaças. Para tanto, variam-se as categorias das variáveis incluídas no modelo. Assim, ter-se-á, para algumas das combinações possíveis de características femininas, as probabilidades demonstradas a seguir, que evidenciam que, controlando-se o estado civil das mulheres, a chance delas virem a sofrer ameaças é 76,05% maior caso possuam nível de escolaridade igual ou superior aos níveis masculinos e caso os agressores sejam seus companheiros ou ex-companheiros. Constante D1 D3 D5 X2 Y Probabilidade -0,81889 1 1 0 35 0,082940 7,66% -0,81889 1 0 1 35 0,518510 34,14% -0,81889 0 0 1 35 1,395910 58,26% -0,81889 0 1 1 35 3,175140 76,05% -0,81889 0 1 0 35 0,960340 48,99%

QUADRO 4: Probabilidade de Ocorrência de Ameaça FONTE: BAHIA, 2003.

NOTA GERAL: Estatísticas geradas a partir de dados coletados nas fichas de ocorrência policial da DEAM por Frinéia do R. B. Brivio.

Adicionalmente, as chances decrescem quando o status conjugal é solteiro em união estável (7,66% e 34,14% para níveis de escolaridade femininos iguais ou superiores aos masculinos e para níveis inferiores aos mesmos, respectivamente).

Nota-se, ainda, que a influência da natureza da relação estabelecida entre dos indivíduos “pesa” mais sobre a probabilidade de se sofrer uma ameaça – controlado o status conjugal – que as diferenças entre os níveis educacionais de homens e mulheres (58,26%>48,99%).

5 Conclusão

A Teoria Feminista contribui para a compreensão do fenômeno da violência de gênero ao apontar o patriarcalismo como sua causa. Todavia, o patriarcalismo permeia, indistintamente, homens e mulheres casados ou em uniões estáveis, ou seja, o casamento não deve ser considerado o elemento central da sociedade patriarcal.

Na análise dos dados socioeconômicos dos indivíduos envolvidos em violência de gênero na RMS, constatou-se que 70,00% das mulheres eram solteiras em uniões estáveis ou solteiras que já estiveram em uniões estáveis e 71,11% mantêm ou mantiveram relacionamento conjugal com seus agressores (BAHIA, 2003). Nestas circunstâncias, parece adequado supor que o patriarcalismo atuaria mais fortemente exatamente onde ele se encontra mais ameaçado. Em outras palavras, a ausência da certidão de casamento estaria positivamente relacionada com o nível de violência contra a mulher, como demonstram as evidência empíricas referentes à RMS.

Entretanto, não foi possível comprovar, através da análise econométrica, que a “ameaça”, modalidade de violência de gênero analisada, estaria positivamente relacionada à adoção de um determinado tipo de união, a união estável, fato previsto também pelas teorias do Controle/Troca Social e Dicotomia Relação/Seleção. Conforme dito anteriormente, “essa relação negativa pode sugerir que o status conjugal” união estável “estaria mais relacionado a outras modalidades de violência. Isto porque, como foi visto, cerca de 70,00% das mulheres analisadas na RMS são solteiras que estão ou já estiveram em uniões estáveis”. Além disso, sabe-se que um “pequeno número de observações e a variação binária dessas variáveis, possam ter dificultado a estimativa de um modelo estatisticamente mais preciso”.

Atenta à recentemente propalada diferença dos níveis de violência contra a mulher entre casais casados e em uniões estáveis, a Dicotomia Relação/Seleção busca saber se é a natureza da relação estabelecida entre homens e mulheres ou o tipo de

indivíduo que adota uma ou outra forma de união que concorre para a manifestação da violência de gênero. Esta teorização, ainda em teste, aponta para a autodeterminação dos fatores considerados (natureza da relação e tipo de indivíduo que adota uma ou outra forma de união) na ocorrência da violência de gênero.

Na análise preliminar de dados vê-se que o perfil demográfico "jovem, pouco convencional, mais imaturo e mais tomador de risco" (Tradução Nossa) (BROWNRIDGE; HALLI, 2000, p.576), descreve 48,89% das mulheres analisadas, pois elas têm entre 17 e 29 anos de idade (BAHIA, 2003). Entretanto, foi a idade masculina que se mostrou significativa na explicação da ocorrência de ameaças, mas apenas quando associada à natureza da relação estabelecida entre homens e mulheres, cuja predominância na RMS é de 71,11% para companheiros e ex- companheiros. Desse modo, vê-se que, de fato, a combinação dos fatores relação (companheiros e ex-companheiros) e seleção (idade) aumentam a probabilidade de ocorrência das ameaças, comprovando-se a hipótese trabalhada.

Como um desdobramento da Teoria Feminista tem-se a Teoria do Poder/Riqueza. Esta teoria postula que a parte mais “poderosa” do casal tenderá a dominar a parte menos “poderosa”. Aparentemente, as mulheres vitimadas da RMS não teriam com o que se preocupar, pois além de auferirem rendimentos em níveis bastante semelhantes aos dos homens (a remuneração feminina é igual ou superior à remuneração masculina em 94,44% dos casos analisados), possuem, com freqüência, níveis de escolaridade iguais ou superiores aos níveis masculinos (68,33%) (BAHIA, 2003).

Contudo, neste caso, a violência de gênero constatada tanto poderia ser explicada pelo patriarcalismo ameaçado quanto pela Inconsistência de Gênero (denominação dos conflitos entre homens e mulheres originados no “descumprimento” do papel social historicamente atribuído aos sexos masculino e feminino).

Tal hipótese foi comprovada pela análise econométrica, pois a variável escolaridade, um indicador socioeconômico, mostrou-se positivamente relacionada com a ocorrência das ameaças, contribuindo para aumentar as chances de sua ocorrência em 48,99%, controlando-se o estado civil e a natureza da relação estabelecida entre vítimas e perpetradores de violência, conforme mostra a tabela 1. Assim, o fato de as mulheres agredidas da RMS não ocuparem, na média, uma posição de dependência/inferioridade com relação aos seus companheiros, levá-los-ia, provavelmente, a lançarem mão do recurso da agressão física para manterem-se na posição de comando culturalmente determinada.

Finalmente, pode-se afirmar que o fenômeno da violência contra a mulher na RMS, no período de abril a setembro de 2002, está relacionado a dadas modalidades de estado civil e escolaridade, além da natureza da relação estabelecida entre vítimas e perpetradores da violência em questão. A amostra coletada nos 180 registros de ocorrência da Delegacia Especial de Atendimento à Mulher (RMS) permite, por meio da análise econométrica, que sejam feitas inferências sobre a probabilidade de ocorrência de ameaças contra a mulher, que seria maior em aproximadamente 70,00%, caso ela não seja solteira que está ou já esteve em união estável, caso tenha nível de escolaridade igual ou superior aos níveis masculinos e seus agressores tenham, em média, 35 anos de idade e sejam seus companheiros ou ex- companheiros. Por essa razão, acredita-se que o combate à violência de gênero esteja, desde já, amparado pelo maior conhecimento de suas causas ou circunstâncias de ocorrência.

Merece ser destacado o fato das estatísticas criminais geradas na DEAM da RMS não estarem produzindo uma mensuração realista dos níveis de violência contra a mulher na região. Os registros policiais, como se sabe, constituem-se como instrumentos essenciais ao combate da violência, não importando qual sua natureza. É fato que não se pode implementar, a partir de estatísticas pouco realistas, políticas adequadas de enfrentamento a nenhum problema social, inclusive ao da violência contra a mulher. Assim, considerando-se o tratamento consciencioso que o sistema policial têm dispensado aos agressores de mulheres e a notória subestimação dos

níveis de violência de gênero em todo o mundo, um atendimento no Serviço Social da DEAM da RMS que contribua para redução dos índices de violência de gênero, pela dispensa da formalização de queixas em situações de crimes graves, só poderá contribuir para acentuar a descrença nas leis e no sistema policial brasileiro3.

Espera-se, portanto, que esta pesquisa possa colaborar para a melhor compreensão do fenômeno tratado, para estimular futuras pesquisas na mesma área que possam subsidiar políticas públicas adequadas/eficazes, assim como para o aperfeiçoamento do atendimento policial prestado às vitimas de violência de gênero e produção de estatísticas criminais mais realistas na DEAM da RMS.

3

Recentemente o Instituto Médico Legal desativou o serviço de marcação automática de exames de corpo de delito utilizado pela DEAM. Possivelmente isto tornará muito mais difícil o encaminhamento das vítimas de violência de gênero aos procedimentos policiais de rotina, pois o novo sistema telefônico de marcação individual do exame deverá aumentar o tempo de espera para atendimento e, conseqüentemente, inibir a procura pelo mesmo.

BIBLIOGRAFIA

BAHIA, Secretaria de Segurança Pública. Delegacia Especial de Atendimento à Mulher. Relatórios e fichas de ocorrência policial da DEAM da RMS, 2002-2003. Salvador, Material não publicado.

BRASIL. Presidência da República. Secretaria Especial de Políticas para as Mulheres. Plano Nacional de Políticas para as Mulheres. Brasília: Secretaria Especial de Políticas para as Mulheres, 2004. 104 p.

BROWNRIDGE, Douglas A.; HALLI, Shiva S. “Living in sin” and sinful living: toward filling a gap in the explanation of violence against women. Agression and Violent

Behavior, E.U.A., v. 5, n. 6, p. 565-583, 2000.

CANN, K. et al. Domestic Violence: a comparative survey of levels of detection, knowledge, and attitudes in healthcare workers. Public Health, R.U., 115, p. 89-95, 2001.

COMISSÃO PARLAMENTAR DE INQUÉRITO DESTINADA A INVESTIGAR A QUESTÃO DA VIOLÊNCIA CONTRA A MULHER. Relatório. Brasília: Câmara dos Deputados, 1992.

DESLANDES , Suely et al. Caracterização dos casos de violência doméstica contra a mulher em dois hospitais públicos do Rio de Janeiro. Caderno de Saúde Pública, Rio de Janeiro, v. 16, n. 1, p. 129-137, jan-mar, 2000.

QUANTITATIVE MICRO SOFTWARE, LCC. E-views 4 User’s Guide. United States of America, 2002.

GUJARATI, Damodar N. Econometria Básica. São Paulo: Pearson Education do Brasil, 2000.

HARRISON, Lisa A.; ESQUEDA, Cynthia W. Myths and Stereotypes of actors involved in domestic violence: implications for domestic violence culpability

attributions. Aggression and Violent Behavior, E.U.A., v. 4, n. 2, p. 129-138, 1999.

HOFFFMANN, Laurence D.; BRADLEY, Gerald L. Cálculo. Um curso moderno e

BRASIL.Ministério da Justiça. Secretaria Nacional de Segurança Pública.

Departamento de Pesquisa, Análise da Informação e Treinamento de Pessoal. Perfil

Organizacional das Delegacias Especiais de Atendimento à Mulher. Brasília:

Departamento de Pesquisa, Análise da Informação e Treinamento de Pessoal, 2004. 31 p.

MUHAMMADA M. Haj-Yahia. Implications of Wife Abuse and Battering for Self- Esteem, Depression, and Anxiety as Revealed by the Second Palestinian National Survey of Violence Against Women. Journal of Family Issues, V. 21 N. 4, May 435-463, 2000.

PORTELA et al. Prevenção e Tratamento dos Agravos Resultantes de Violência Sexual Contra Mulheres e Adolescentes – Normas Técnicas.. Brasília: Ministério da Saúde. Secretaria de Políticas da Saúde. Departamento de Gestão de Políticas Estratégicas, 1999. 32p.

RHODES, Nancy R.; MCKANZIE, Eva B (1998) Why do battered women stay? : Three decades of research. Aggression and Violent Behavior, E.U.A., v. 3, n. 4, p. 391-406, 1998.

SAFFIOTI, Heleieth I. B. Contribuições feministas para o estudo da violência de gênero. Cadernos Pagu, São Paulo, v. 16, p. 115-136, 2001.

SHRADER, Elizabeth. Methodologies to Measure the Gender Dimensions of crime and Violence. Gender Unit. Poverty Reduction and Economic Management.

Latin América and Caribean Region. The World Bank, julho, 2001.

STOCK, James H; WATSON, Mark W. Econometria. São Paulo: Addison Wesley, 2004.

TELES, Maria Amélia de Almeida; MELO, Mônica de. O que é Violência Contra a

mulher. 1. ed. São Paulo: Brasiliense, 2002. 120p.

WOOLDRIDGE, Jeffrey M., Introductory Econometrics: A Modern Approach 2e. Thomson South-Western. United States of America, 2003.