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População, Família e Sociedade

 | 
Robert Rowland

Capítulo 4. A família portuguesa em 1960

Forma e contexto

Texte intégral

I

  • 1 Cfr., acima, capítulo 2, secções VII e VIII.

1No desenvolvimento dos estudos históricos sobre a família europeia, um papel fundamental foi desempenhado, como já vimos, pela análise das estruturas familiares e das suas implicações. Esta análise baseou-se, desde o início, no estudo quantitativo da composição dos agregados domésticos, da sua classificação por tipo estrutural e na interpretação dos processos e comportamentos que estariam subjacentes a variações na distribuição dos agregados domésticos por categoria estrutural. Nas primeiras investigações levadas a cabo no âmbito do Grupo de Cambridge, por exemplo, procurou-se relacionar a elevada frequência, em comunidades inglesas, de agregados domésticos contendo apenas um casal (com ou sem filhos, com ou sem criados, mas sem quaisquer outros parentes do casal) com características da relação conjugal nessa sociedade, com o respectivo modelo matrimonial e com o papel do agregado doméstico na organização social da produção agrícola.1

2Esses estudos tiveram o seu início na análise efectuada, na década de 60, por Peter Laslett [1977a] das listas de habitantes de duas pequenas comunidades inglesas no século XVII. Clayworth e Cogenhoe passaram imediatamente a ser consideradas como se fossem representativas da sociedade rural inglesa nessa época, e estudos posteriores vieram confirmar essa representatividade, sublinhando a notável homogeneidade da sociedade rural inglesa durante a época moderna. No colóquio celebrado em Cambridge em 1969 para analisar as implicações desses estudos, as discussões basearam-se nos dados fornecidos por mais de uma centena de listas inglesas, mas de apenas um punhado de recenseamentos locais dos outros países europeus [Laslett e Wall (orgs.), 1972].

3Atendendo a que os outros países europeus eram reconhecidamente menos homogéneos que a Inglaterra, um tal procedimento levantava muitas dúvidas quanto à representatividade dos resultados, mas face à necessidade da análise minuciosa de fontes locais, e da evidente dificuldade (por razões de custo e de disponibilidade de fontes) de análises mais extensivas, o problema da representatividade acabou implicitamente — exactamente como na situação análoga dos estudos de comunidade em antropologia — por ser colocado entre parênteses metodológicos.

4A questão voltou, no entanto, a ser levantada a partir das já referidas críticas formuladas por Lutz Berkner [1975] à metodologia de Laslett. Segundo Berkner, as conclusões que Laslett procurava retirar da frequência relativa dos diferentes tipos de agregado doméstico eram ilegítimas, uma vez que um agregado doméstico, durante a sua existência, podia passar por várias fases e em cada uma delas pertencer a uma categoria estrutural diferente. Num sistema de família troncal, por exemplo, em que o filho primogénito ficasse após o seu casamento a residir numa casa paterna, um agregado típico poderia passar por três fases distintas: uma primeira fase, em que o filho recém-casado estivesse a residir com ambos os pais num agregado familiar múltiplo; uma segunda fase, em que após a morte do pai o filho e sua mulher tivessem em casa, para além dos filhos, a mãe viúva (agregado familiar alargado); e uma terceira fase, em que após a morte desta e até ao casamento do filho mais velho o casal formasse, juntamente com os filhos solteiros, um agregado familiar simples. Nestas condições, serão variáveis demográficas como a esperança de vida e a idade média ao casamento de homens e de mulheres que irão determinar a duração relativa de cada uma dessas fases no ciclo de desenvolvimento típico de um agregado doméstico e, por conseguinte, a frequência na população de cada tipo de agregado doméstico num momento determinado. Berkner insistiu que o facto de ter havido proporções relativamente elevadas de agregados familiares simples na Inglaterra e em outras sociedades europeias durante a época moderna poderia ser apenas consequência de uma combinação específica de valores da esperança de vida e da idade ao casamento (de que resultariam fases relativamente breves de co-residência entre pais e filhos casados e uma fase muito mais longa em que o agregado estivesse composto apenas pelo casal e pelos filhos ainda solteiros), pelo que não seria legítimo interpretar esses números como significando o predomínio de um sistema de família nuclear ou a inexistência de um sistema da família troncal.

5Para tentar fundamentar a sua posição, Laslett empreendeu, em colaboração com Eugene Hammel e Kenneth Wachter, um estudo de microssimulação por computador com o objectivo de determinar se seria de facto possível, numa população caracterizada pelo modelo da família troncal, que factores demográficos como os referidos por Berkner tivessem como resultado, ao nível da população no seu conjunto, uma distribuição dos agregados domésticos por tipo estrutural semelhante às que tinham sido observadas na Inglaterra [Wachter, Hammel e Laslett, 1978]. Os resultados da simulação vieram dar razão, em grande parte, a Laslett e aos seus colegas de Cambridge. Os factores demográficos tinham, de facto, uma influência muito considerável sobre a distribuição dos fogos por tipo estrutural que seria observável num dado momento, e Berkner tinha razão ao insistir sobre a pertinência dessas variáveis. Mas em condições normais (ou seja, com idades médias de casamento e esperança de vida típicas das sociedades da Europa ocidental durante a época moderna) e mesmo em comunidades pequenas onde a incidência das flutuações aleatórias era maior, o funcionamento de um sistema de família troncal teria pouquíssimas probabilidades de traduzir-se numa distribuição dos fogos por tipo estrutural semelhante às que tinham sido observadas na Inglaterra e em outras sociedades do Noroeste europeu. O sistema familiar inglês era, de facto, baseado na família nuclear e não um sistema troncal cuja visibilidade tivesse sido afectada pela influência de variáveis demográficas.

6Mas o resultado mais significativo do exercício de microssimulação não era esse, e no rescaldo da polémica com Berkner parece ter passado quase despercebido. As simulações mostraram que em populações pequenas, como as que costumavam (e costumam) ser objecto de investigação em demografia histórica, as variações aleatórias atribuíveis aos pequenos números são em geral bastante mais amplas que as diferenças observadas entre uma localidade e outra. Salvo em relação a situações extremas, as diferenças observadas entre uma localidade e outra são frequentemente inferiores àquilo que a microssimulação indicou ser a margem de erro da observação — ou seja, a variação na distribuição dos fogos por tipo estrutural não imputável a quaisquer diferenças, de uma localidade para outra, no sistema familiar. Com efeito, os valores de cada uma das variáveis demográficas que podem influir sobre o desenrolar do ciclo doméstico — a esperança de vida de homens e mulheres e a idade média ao casamento de homens e mulheres, já referidas, bem como o número de filhos e de filhas que sobrevivem em cada família até à idade média ao casamento — resultam da agregação de inúmeras situações individuais, que manifestam em relação a cada variável uma muito considerável dispersão em torno do valor médio que caracteriza a população. O ciclo de desenvolvimento de cada fogo resulta não dos valores médios dessas variáveis, que têm como referente a população no seu conjunto, mas da incidência das circunstâncias concretas de cada família sobre a composição (possível e efectiva) do fogo ao longo do seu ciclo de desenvolvimento. Daqui resulta, evidentemente, uma enorme variabilidade entre os ciclos de desenvolvimento de um fogo e outro e, quando o número de fogos é relativamente pequeno — da ordem de algumas centenas ou pouco milhares —, um modelo único de formação dos agregados domésticos poderá traduzir-se, ao nível da população ou comunidade, em estruturas familiares — ou distribuições dos fogos por tipo estrutural — muito diferentes umas das outras. Se a estrutura familiar de uma localidade for interpretada como um indicador quantitativo do sistema familiar — do conjunto de regras que presidem à formação e evolução dos agregados domésticos —, essas variações aleatórias adquirem o estatuto de erros de observação.

7Em teoria, isto significa que qualquer estudo sobre a estrutura familiar de uma população ou localidade deveria incluir uma estimativa da margem de erro das observações. Significa ainda que não é possível retirar qualquer conclusão a partir de diferenças que sejam inferiores a essa margem de erro. Na prática, contudo, e uma vez que ainda não foi proposto qualquer método para determinar essas margens de erro (excepto as microssimulações, que têm um valor puramente indicativo e se baseiam em representações demasiado simplificadas da realidade social), tudo se manteve na mesma. Os estudiosos continuaram impavidamente a estudar a estrutura familiar de comunidades isoladas e a comparar entre si os resultados desses estudos, como se fosse de facto possível atribuir algum significado a uma diferença de 10% na proporção de agregados familiares simples observada em duas pequenas comunidades da mesma ou de diferentes regiões, e como se não fossem de qualquer forma extremamente precários os resultados que é possível obter a partir de uma única lista de habitantes ou outro tipo de fonte local.

8São, no entanto, excepcionais, para épocas mais recuadas, as fontes de carácter extensivo que permitiriam uma análise das estruturas familiares baseada numa população mais consistente e representativa. Mesmo quando existem — o Catasto toscano de 1427 é um exemplo clássico, tal como o Cadastro de Ensenada na Espanha de setecentos —, o seu estudo exige tempo e dinheiro. As informações contidas nas fontes de tipo extensivo são em geral menos completas, ou mais esquemáticas, que as que se poderia obter com base em fontes mais localizadas. E, de qualquer modo, uma análise em grande escala exclui, por definição, o recurso ao cruzamento nominativo e à riqueza de informações que pode resultar de análises de tipo micro-histórico.

9Isto não significa, contudo, que as possibilidades das fontes de tipo extensivo devam ser desprezadas. Uma informação muito limitada — o número médio de pessoas por agregado doméstico, por exemplo — passa a ter um alcance analítico considerável quando estiver disponível, de forma desagregada, para todo um país ou toda uma região. Uma variável desse tipo pode ser cartografada e fornecer pistas para a identificação de zonas ou regiões homogéneas, tal como pode ser relacionada com outras variáveis, igualmente disponíveis de forma desagregada para todo o território. E dessas análises poderá resultar uma concepção mais rigorosa da representatividade potencial de um estudo intensivo de comunidade realizado em alguma parte do território.

  • 2 Cfr. adiante, secção XIII deste capítulo.
  • 3 Cfr., por exemplo, a análise das estruturas familiares italianas, com base nos recenseamentos de 19 (...)

10As análises extensivas baseadas em recenseamentos e fontes análogas possuem, assim, um carácter complementar em relação a estudos de comunidade ou análises micro-históricas, servindo-lhes como enquadramento potencial ou termo de comparação. A sua importância, nesse contexto, depende de dois factores: a proximidade temporal com os estudos locais que se pretende enquadrar e avaliar, e o número de variáveis que é possível utilizar na análise. Uma sequência de recenseamentos ou fontes extensivas, mesmo quando incluam um número variável de elementos de informação, apresenta a vantagem suplementar de permitir uma avaliação da continuidade no tempo de alguns dos padrões regionais detectados, e permite em certa medida estabelecer uma ponte entre recenseamentos mais modernos — de melhor qualidade e com uma maior variedade de informações — e as fontes locais disponíveis para épocas mais recuadas, cuja representatividade cumpre avaliar. Na prática, salvo quando tiverem sido conservados os boletins originais de família, os recenseamentos do século XIX e primeira metade do século XX fornecem poucas informações de alguma utilidade para o estudo das estruturas familiares: o número médio de pessoas por família, ou talvez um indicador mais sensível do mesmo tipo,2 e pouco mais. Os recenseamentos mais recentes já incluem indicações a respeito da composição das famílias e permitem uma caracterização das estruturas familiares, bem como uma tentativa de estabelecer correlações entre determinados tipos de família e indicadores de tipo socioeconómico.3 Na medida em que for possível estabelecer, com base numa série de recenseamentos, a continuidade da configuração regional mesmo de um indicador rudimentar como o número médio de pessoas por família, adquirirá maior consistência metodológica qualquer tentativa de utilizar um recenseamento mais recente e mais completo para delinear o contexto regional e avaliar a representatividade de fontes locais de épocas mais remotas. Mas o primeiro passo, obviamente, consiste na identificação, com base nas informações proporcionadas por um recenseamento desse género, de indicadores aceitáveis da estrutura familiar.

II

11O Censo de 1960 foi o primeiro de entre os censos portugueses a incluir informações sobre a composição dos agregados domésticos. O ano de 1960 foi também um ano bastante favorável no que diz respeito à análise de características estruturais da sociedade portuguesa: a emigração em massa para os países da Europa ocidental ainda não tinha introduzido as distorções que desfiguraram a sociedade rural, as migrações internas das zonas rurais para as grandes cidades — uma constante desde pelo menos o século XVI — ainda não se tinham tornado a enchente que caracterizou o final dos anos 60 e o início dos anos 70. O ano do recenseamento foi talvez o último momento em que ainda é possível observar padrões de comportamento e relações estruturais que podem, com alguma plausibilidade, ser extrapolados para períodos anteriores.

  • 4 Os valores concelhios relativos às principais variáveis são apresentadas, em apêndice, nos quadros (...)

12A partir das informações contidas no Censo de 1960, no Recenseamento Agrícola do mesmo ano e nos Anuários Demográficos para os anos 1959-1962, constituiu-se uma base de dados quantitativa, desagregada ao nível concelhio, destinada a permitir uma exploração estatística da co-variação no espaço das estruturas familiares e de variáveis relativas à estrutura socioeconómica e fundiária e aos comportamentos demográficos.4

13Esse tipo de exploração apresenta, no plano metodológico, um interesse particular. Com efeito, e como vimos anteriormente, todos os estudos que têm como objecto a estrutura familiar, ou distribuição dos agregados domésticos por tipo estrutural, encontram-se limitados no seu alcance pela existência de variações aleatórias, muitas vezes amplificadas pela pequena dimensão das populações estudadas, a tal ponto que a presumível margem de erro das observações poderá ser, em certos casos, superior às diferenças observadas entre uma localidade ou população e outra.

14Essa margem de erro incide, obviamente, sobre as observações efectuadas em relação a cada população ou localidade, e pode dificultar ou mesmo invalidar a comparação directa entre as estruturas familiares observadas em localidades diferentes. A existência de variações aleatórias também afecta a possibilidade de uma análise estatística da co-variação, no espaço, das estruturas familiares e de outras variáveis. Na medida em que essas variações forem de facto aleatórias, e reflectirem apenas a incidência combinada sobre os ciclos de desenvolvimento de fogos individuais de um conjunto de factores demográficos, elas poderão tornar mais fracas as correlações detectadas, mas não alterar o seu sentido. Nestes termos uma análise como esta, que tem por objecto não as estruturas familiares observadas em cada concelho, distrito ou região, mas a variância interconcelhia nas estruturas familiares, constitui uma maneira eficaz de contornar as dificuldades metodológicas que têm a sua origem no carácter complexo e mediatizado da relação que existe entre o conjunto de regras que presidem à formação e evolução dos agregados domésticos e a sua tradução no plano das estruturas familiares. Acresce que a unidade de observação utilizada, o concelho, é bastante mais ampla que as usadas em muitos estudos de demografia histórica, e que a essa escala a incidência das variações aleatórias sobre os resultados da análise estatística será relativamente pouco significativa.

  • 5 Ver nota ao quadro A.3 (anexo).
  • 6 O leitor menos interessado na metodologia adoptada para efectuar essa transformação poderá passar d (...)

15O cálculo de indicadores significativos das estruturas socioeconómicas e dos principais comportamentos demográficos não apresenta grandes dificuldades.5 A utilização do Censo de 1960 para a análise das estruturas familiares não deixa, contudo, de colocar alguns problemas de método. Estes dizem respeito sobretudo ao sistema de classificação adoptado pelo censo, quer no que diz respeito à estrutura dos agregados domésticos, quer no que toca à definição de um “casal”. Mas, apesar dos problemas encontrados, não é demasiado difícil transformar as categorias utilizadas no censo numa aproximação bastante aceitável à tipologia inicialmente proposta pelo Cambridge Group for the History of Population and Social Structure [Hammel e Laslett, 1974] e utilizada quase universalmente, com todos os seus defeitos, para análises comparadas das estruturas familiares.6

III

  • 7 Importa sublinhar que o conceito de agregado doméstico utilizado no inquérito às condições de habit (...)

16O Censo de 1960 divide as unidades de residência em convivências e famílias. As primeiras incluem instituições residenciais, hotéis e pensões, etc. As segundas, por conseguinte, correspondem de perto àquilo que, na literatura especializada, se denomina agregados domésticos (households), sendo de sublinhar que uma família poderá incluir duas ou mais unidades conjugais. Com efeito, no censo, uma família foi definida como “o grupo de pessoas ligadas por união de parentesco, legítimo ou ilegítimo, que utilizassem habitualmente o mesmo alojamento e a pessoa isolada que ocupasse um alojamento. Os empregados de serviço doméstico das famílias e das pessoas isoladas que com elas residissem foram considerados como fazendo parte da família” [X Recenseamento Geral da População, T. II, p. x]. De acordo com as instruções de preenchimento dos boletins de família, os membros de uma família deviam ser registadas pela ordem seguinte: “a) chefe de família; b) a mulher do chefe de família; os filhos e outros descendentes (netos, etc.) e respectivos cônjuges e filhos; os pais e outros ascendentes (avós, etc.) e respectivos cônjuges e filhos; os serviçais” (ibid., a seguir a p. vi).7

17Estes agregados domésticos (ou famílias) dividem-se em sete tipos estruturais, e os agregados de cada tipo são classificados segundo o número de pessoas que os compõem. Os sete tipos estruturais são os seguintes:

  1. casais sem filhos, com ou sem parentes;

  2. casais com filhos, sem parentes;

  3. casais com filhos e parentes;

  4. pessoas (solteiras, viúvas, divorciadas ou separadas judicialmente) com filhos, sem parentes;

  5. pessoas (como acima) com filhos e parentes;

  6. outras pessoas aparentadas;

  7. solitários.

18Mediante o recurso a algumas simplificações, torna-se possível transformar esta classificação numa primeira aproximação à tipologia do Grupo de Cambridge:

  • a categoria I de Cambridge (solitários) corresponde ao tipo g);

  • a categoria II (agregados sem unidade conjugal, no family households) corresponde ao tipo f);

  • a categoria III (agregados familiares simples) corresponde aos tipos b), d), e aos agregados de tipo a) que não contêm outros parentes;

  • as categorias IV e V (agregados familiares complexos: alargados — extended — e múltiplos — multiple family households) correspondem aos tipos c), e), e aos agregados de tipo a) não incluídos na categoria III.

19A correspondência, no entanto, não é exacta, e a aplicação do critério mencionado levanta alguns problemas suplementares.

20Um primeiro problema consiste em decidir quantos agregados de tipo a) pertencem à categoria III (agregados familiares simples) e quantos às categorias IV/V (agregados familiares complexos). Para esta dificuldade é possível encontrar uma solução bastante satisfatória, desde que sejam consideradas aceitáveis duas simplificações:

  1. o tipo a) contém três tipos de agregados: casais sem criados nem parentes, casais com criados mas sem parentes, casais com parentes mas sem criados; e

  2. a proporção de agregados que contêm criados é idêntica, em cada unidade administrativa (concelho ou distrito), entre os agregados de tipo a) e entre os de tipo g).

  • 8 O problema do critério a ser aplicado para distinguir, no interior dos agregados complexos, entre a (...)
  • 9 O quadro inclui ainda os valores distritais da variável MIGCAS, que indica a proporção de mulheres (...)

21A proporção de agregados de tipo g) com criados corresponde, por definição, à proporção de agregados de tipo g) que contêm mais de uma pessoa. Se o número de agregados de tipo a) que contêm duas pessoas for aumentado na mesma proporção, o resultado corresponderá ao número de agregados de tipo a) que pertencem à categoria III na tipologia de Cambridge. Os restantes agregados de tipo a) serão agregados familiares complexos (categorias IV e V de Cambridge).8 A estrutura familiar que resulta desta transformação para cada distrito de Portugal continental é apresentada no quadro 4.1.9

22Um segundo problema deriva da maneira como, para efeitos de classificação dos diferentes tipos de família, o censo define um casal. Uma vez que não se verificam, na prática, casos de famílias de tipo a) (casais sem filhos) com uma só pessoa, ou de famílias de tipo b) (casais com filhos) com apenas duas pessoas, torna-se evidente que no censo, para efeitos de classificação dos agregados domésticos, uma pessoa (homem ou mulher) casada, com ou sem filhos, cujo cônjuge se encontra ausente não é considerada como constituindo um casal. Esta dedução é confirmada pelo facto de haver uma elevada correlação negativa entre a relação de masculinidade da população casada e a proporção de agregados domésticos sem estrutura conjugal (famílias de tipo f) e g) do censo, ou categorias I e II da tipologia de Cambridge). Mais concretamente, nos 250 concelhos em que a relação de masculinidade dos casados se situava abaixo de 100 — ou seja, em que havia mais mulheres casadas que homens casados na população recenseada — a correlação entre essa relação e as proporções de solitários (FAM1) e de agregados sem unidade conjugal (FAM2) era respectivamente de -0,425 e de -0,922. Em ambos os casos, as correlações são altamente significativas (p < 0,001), mas é evidentemente FAM2 que mais directamente reflecte os efeitos da ausência de homens casados. Trata-se de um fenómeno que se verifica em grande parte do país, mas sobretudo nas zonas — em particular do Noroeste — onde a emigração, e em particular a emigração a longa distância, constitui há muito uma característica estrutural do regime demográfico. Nestas zonas, os critérios do censo acabam quase por equiparar as “viúvas de vivos” às viúvas, contrariando a lógica subjacente à tipologia de Cambridge. Segundo os critérios deste último, uma “unidade conjugal” pode ser constituída por um casal (com ou sem filhos) ou por um/ a viúvo/ a com um ou mais filhos. Logicamente, deveria também compreender uma mãe solteira com um ou mais filhos, ou uma mulher casada (com ou sem filhos) cujo marido se encontra ausente.

Quadro 4.1. Estrutura familiar por distrito, 1960 (adaptação inicial das categorias do Censo de 1960 à tipologia de Cambridge) (%)

Distrito

Categorias

I
Solitários

II
Agregados não conjugais

III
Agregados familiares simples

VI (=IV+V)
Agregados familiares complexos

Maridos ausentes

Aveiro

10,60

6,06

64,42

18,93

6,50

Beja

9,48

3,00

76,35

11,17

0,53

Braga

10,86

6,13

66,19

16,82

5,69

Bragança

12,27

3,95

71,07

12,71

1,62

Castelo Branco

12,06

3,29

75,23

9,42

1,52

Coimbra

12,35

5,02

67,70

14,93

5,01

Évora

8,13

2,91

78,69

10,27

0,48

Faro

10,22

3,95

71,11

14,72

3,24

Guarda

15,25

4,33

71,76

8,66

4,21

Leiria

10,45

3,33

75,66

10,56

2,69

Lisboa

14,42

4,93

60,93

19,72

0,52

Portalegre

10,15

2,55

77,87

9,43

0,05

Porto

11,14

5,02

65,54

18,29

3,58

Santarém

10,06

2,78

76,87

10,30

1,90

Setúbal

8,39

3,17

72,84

15,60

0,62

Viana do Castelo

12,89

10,51

55,85

20,75

12,46

Vila Real

13,10

5,51

67,62

13,77

2,91

Viseu

13,69

6,36

65,17

14,79

5,94

23A transformação simples das categorias do censo nas da tipologia de Cambridge segundo os critérios já estabelecidos produz, deste modo, algumas distorções. Em relação a uma contagem efectuada directamente segundo os critérios de Cambridge, a utilização dos dados do Censo de 1960 exagera, nas zonas de elevada emigração, as proporções de agregados das categorias I e II (FAM1 e FAM2), e reduz a proporção de agregados familiares (simples e complexos: FAM3, FAM4 e FAM5). Em se tratando de uma distorção regionalmente diferenciada, seria obviamente desejável poder eliminá-la, ou pelo menos determinar a sua incidência.

24Como já se referiu, as correlações entre a relação de masculinidade dos casados, que estava na origem da discrepância entre os dois critérios de classificação, e as proporções de agregados das diferentes categorias eram muito elevadas. Pareciam estar reunidas as condições para efectuar uma correcção das distorções através de coeficientes de regressão obtidos numa análise multivariada. Com base em regressões lineares, foi possível estabelecer a intensidade e a natureza da associação entre variações na relação de masculinidade dos casados e a distribuição dos agregados domésticos por tipo estrutural, e calcular que um elevado nível de emigração, de que resultasse, por hipótese, a ausência de 10% dos homens casados, levaria a aumentos de 3,3%, 6,1% e 6,0% nas percentagens de agregados das categorias I, II e VI, e a uma redução correspondente de 15,3% na percentagem de agregados da categoria III.

25Estas variações seriam o resultado final e combinado dos diversos efeitos específicos que podem resultar da emigração de homens casados. No caso de esses maridos estarem a residir em agregados da categoria III,

26a) as mulheres podem ficar a residir no agregado original, sem filhos: neste caso, um agregado da categoria III passaria a ser classificado como sendo da categoria I;

27b) as mulheres podem ficar a residir no agregado original, com filhos: neste caso, um agregado da categoria III passaria a ser classificado como sendo da categoria II;

  • 10 Segundo os critérios da tipologia de Cambridge, o agregado passaria a ser da categoria V; mas uma v (...)

28c) as mulheres (com ou sem filhos) podem incorporar-se noutro agregado da categoria III: neste caso, um agregado da categoria III desapareceria, e outro transformar-se-ia em agregado da categoria IV;10

29d) as mulheres (com ou sem filhos) podem incorporar-se num agregado complexo preexistente, da categoria IV ou V: neste caso, um agregado da categoria III desapareceria (o agregado complexo não sofreria qualquer alteração de estrutura ou classificação).

30No caso de esses maridos estarem a residir em agregados de tipo complexo e de as mulheres continuarem, com ou sem filhos, a residir no mesmo agregado,

31e) se o agregado inicial fosse da categoria IV, passaria a ser classificado como sendo da categoria II; e

32f) se o agregado inicial fosse da categoria V, passaria a ser classificado como sendo da categoria IV.

33Subjacentes a estes seis tipos de alterações, há dois fenómenos distintos.

34Por um lado, há o desaparecimento de alguns agregados domésticos (sobretudo da categoria III) como consequência da passagem dos seus membros a outro agregado. É o que se verifica com os agregados de origem nos casos c) e d).

35Por outro lado, há a persistência de outros agregados,

  1. sem alteração de estrutura nem reclassificação (caso f); agregado receptor, caso d);

  2. com alteração de estrutura e reclassificação (agregado receptor, caso c));

  3. sem alteração de estrutura mas com reclassificação (casos a), b), e)).

36Os coeficientes de regressão reflectem a incidência de todos esses efeitos e abrangem um conjunto de fenómenos muito mais amplo do que o que se pretende corrigir. Com efeito, a correcção dos dados do censo tendo em vista a sua adequação às categorias da tipologia de Cambridge exigiria a utilização de coeficientes que reflectissem apenas os casos — referidos acima em (iii) — de reclassificação de agregados domésticos sem que tenha havido alteração de estrutura. As alterações de estrutura efectivamente provocadas pela emigração, pelo contrário, fazem parte da realidade que se pretende descrever e analisar.

37Uma forma de isolar esses casos consiste em determinar coeficientes parciais de regressão, eliminando todos os efeitos que impliquem uma alteração no número de agregados (casos c) e d)) e medindo só os efeitos que se traduzem na reclassificação de agregados que anteriormente contivessem um casal, como nos casos a), b) e e). Para o efeito, efectuou-se uma série de regressões múltiplas, em que cada equação incluía como variável dependente a frequência de determinada categoria de agregados e, como variáveis independentes, o nível de emigração de casados (MIGCAS) e a frequência de todas as outras categorias de agregado menos uma. Os coeficientes parciais de regressão relativos a MIGCAS, nestas condições, exprimem o efeito sobre a variável dependente de variações em MIGCAS, com a exclusão de todos os efeitos que impliquem também variações nas outras variáveis dependentes. Por outras palavras, uma regressão em que a variável dependente fosse FAM2 e as variáveis independentes MIGCAS, FAM1 e FAM6 (ou FAM4 e FAM5) permitiria calcular um coeficiente parcial de regressão, relativo a MIGCAS, que exprimisse apenas e exclusivamente os efeitos de variações em MIGCAS sobre as proporções relativas de FAM2 (variável dependente) e FAM3 (variável omitida). Uma regressão idêntica, em que a variável dependente fosse FAM3 e as variáveis independentes fossem MIGCAS, FAM1 e FAM6, produziria o mesmo coeficiente parcial de regressão de MIGCAS, mas com o sinal contrário. Isto deve-se a que esse coeficiente mede os efeitos de variações em MIGCAS que se traduzem em transformações de agregados de tipo III em agregados de tipo II (e vice-versa), com a exclusão de todos os efeitos que, por implicarem uma variação no número de agregados, afectariam a frequência de agregados de outros tipos.

38Efectuando-se uma regressão para cada combinação de frequências de agregados, ter-se-á uma indicação do sentido e da importância relativa das reclassificações atribuíveis à emigração de casados. No entanto, e uma vez que esses coeficientes parciais não podem ser somados, não é possível combinar o resultado das diferentes regressões para obter coeficientes utilizáveis para a correcção numérica dos dados.

  • 11 Um caso à parte é constituído por agregados de tipo I que se transformam em agregados de tipo II (s (...)

39Os coeficientes calculados confirmam que nos concelhos onde é maior a proporção de maridos ausentes esse facto se traduz — independentemente das variações devidas ao desaparecimento ou à fusão de agregados — num aumento da proporção de agregados da categoria II que é consequência directa da reclassificação, devido à ausência de homens casados, de agregados familiares simples e complexos.11 Como seria de esperar tratando-se de um fenómeno de reclassificação, e não de uma mera associação estatística, os coeficientes são altamente significativos (p < 0,001).

40Infelizmente, como já se disse, a própria natureza desses coeficientes parciais impede a sua utilização para corrigir os dados. Os coeficientes simples de regressão anteriormente calculados, por outro lado, que em princípio poderiam ser utilizados para esse fim, possuem neste contexto dois inconvenientes. Reflectem, por um lado, todos os efeitos da emigração de casados — incluindo os movimentos de pessoas entre agregados domésticos e o desaparecimento de alguns destes — e não apenas as reclassificações espúrias devidas aos critérios utilizados no censo. Corrigir os dados mediante esses coeficientes equivaleria a simular uma situação em que a emigração fosse inexistente, o que obviamente deturparia o quadro de análise. Este tipo de emigração de casados, por outro lado, é um fenómeno de carácter estrutural, e a variável correspondente (MIGCAS) encontra-se fortemente correlacionada com um conjunto de outras variáveis, de carácter socioeconómico e demográfico, que representam o contexto regional dessa emigração, e em particular a estrutura agrária. Corrigir os dados através de coeficientes calculados sem que essas outras variáveis fossem controladas equivaleria a simular não apenas a inexistência da emigração de casados, como também do seu contexto regional. E, com efeito, a imagem da estrutura familiar que resulta dessa correcção — que foi efectivamente ensaiada numa primeira fase da análise — é estranhamente homogénea, com poucas diferenças entre o Minho e o Alentejo. Quando se tentou controlar essas variáveis estruturais, por forma a isolar estatisticamente a emigração do seu contexto, o resultado foi eloquente: os coeficientes deixaram de ser significativos. Ou seja, mesmo no quadro de uma simulação estatística, tentar separar a emigração do seu contexto estrutural e regional, e considerá-la apenas como um movimento de pessoas, era um contrassenso.

  • 12 A análise dos coeficientes parciais de regressão parece indicar, como já se referiu, que o acréscim (...)

41Entre as alternativas de falsear completamente o quadro estatístico de análise, simulando o regresso dos emigrantes casados com base em coeficientes de regressão de significância e significado duvidoso e reconhecer a realidade sociológica que se encontra por trás de uma classificação ligeiramente diversa da de Cambridge pareceu finalmente preferível optar por esta última e prescindir de qualquer correcção dos dados destinada a ter em conta a situação de mulheres casadas cujo marido se encontrava ausente.12 O quadro 4.1 inclui também os valores de MIGCAS ao nível distrital, que permitem uma avaliação global e aproximativa na medida em que, nas diferentes regiões do país, os valores respectivos de FAM2 e de FAM3 e FAM6 necessitam de correcção.

42Esta primeira transformação efectuada permite — embora com as limitações já apontadas — traduzir as categorias do censo numa aproximação à tipologia de Cambridge, constituída por quatro categorias. A quarta, que engloba agregados familiares alargados e múltiplos, é, no entanto, demasiado heterogénea para poder servir como base para uma análise regional. Seria preciso encontrar um critério que permitisse, mesmo aproximativamente, estabelecer a (já de si pouco satisfatória) distinção entre essas duas categorias de agregados.

43A dificuldade pode ser resolvida, em princípio, se os agregados múltiplos forem definidos, de maneira restritiva, como sendo agregados que contêm mais de um casal e se se presumir que nenhum agregado contém mais de dois casais. Subtraindo o número de agregados que contêm casais (tipos a), b) e c)) do número total de casais na unidade administrativa em questão, obtém-se o número de casais que não constituem um agregado doméstico autónomo. Este número corresponde, nas condições mencionadas, ao número de agregados que contêm dois casais.

44Os agregados que contivessem um casal mais uma viúva (ou viúvo) com filhos seriam assim classificados, contrariamente às regras de Cambridge, como agregados alargados (categoria IV) e não como agregados múltiplos (categoria V). Esta adaptação implicará, provavelmente, uma subestimação sistemática, mas não quantificável, da frequência de agregados múltiplos em cada unidade administrativa.

45Uma complicação adicional deriva do facto de não se poder obter directamente, a partir dos resultados publicados no censo, o número de casais em cada unidade administrativa. Só temos os números respectivos de homens e de mulheres casados, e em muitas regiões estes números não coincidem nem para a população presente, nem para a população residente. Em algumas zonas de forte emigração, como já vimos, o número de mulheres casadas é consideravelmente superior ao de homens casados. Em algumas outras áreas dá-se o inverso, e o número de homens casados é superior ao de mulheres casadas. Esta segunda situação, que se verifica sobretudo em zonas do Sul do país, é menos frequente e as discrepâncias são em geral pequenas.

46Uma vez que, como já vimos, as pessoas casadas cujo cônjuge se encontra ausente não são consideradas como constituindo um casal, é preciso considerar o valor mais baixo, dentre os números respectivos de casados e de casadas, como equivalente ao número de casais efectivamente presente. Isto significa que a categoria V irá incluir apenas os agregados domésticos em que dois casais estejam efectivamente presentes, e que para efeitos de classificação dos agregados domésticos as “viúvas de vivos” são equiparáveis às viúvas. Isto implicará uma ulterior subestimação da frequência de agregados múltiplos (categoria V) e correspondente sobreestimação da frequência de agregados alargados (categoria IV).

  • 13 Trata-se dos agregados domésticos de tipos a), b) e c).

47Uma segunda complicação adicional surge em relação ao Sul do país, onde o número de casais (calculado com base no número de mulheres e homens casados) é frequentemente inferior ao número de agregados que, segundo o censo, deveriam conter casais.13 A explicação reside no facto de serem frequentes no Sul as uniões consensuais estáveis. Este padrão de comportamento parece ter existido desde pelo menos o início do século, e encontra-se associado a um nível muito baixo de religiosidade institucional e à tradição anarco-sindicalista. O número de casados corresponde, assim, aos que se encontravam legalmente casados, pela Igreja ou no civil, enquanto o número de agregados domésticos contendo casais correspondia aos que incluíssem a “mulher, esposa ou companheira” do chefe de família. As uniões consensuais foram, assim, consideradas pelos responsáveis pelo censo como representando um casal para efeitos de classificação dos agregados, mas não foram levadas em conta na determinação do estado civil dos indivíduos. Uma vez que, como já vimos, o único modo de se determinar quantos agregados familiares complexos eram alargados (categoria IV) e quantos múltiplos (categoria V) consiste em relacionar o número de casais (pessoas casadas) com o número de agregados que continham casais, essa discrepância de critérios corre o risco de invalidar o método de cálculo proposto.

  • 14 Na medida em que houver agregados que contenham mais que um casal, este indicador não corresponderá (...)

48As implicações dessa discrepância de critérios podem ser avaliadas com base nos dados do quadro 4.2, que apresenta, para os distritos em que o fenómeno se verifica, a diferença entre o número de casais de jure (calculado a partir dos números de casados) e o número de agregados domésticos contendo casais (de jure e de facto), expressa como percentagem do número de agregados domésticos em cada concelho.14

49Para tentar resolver esse problema, procurou-se uma solução análoga à que fora inicialmente ensaiada para o caso dos maridos ausentes. Na medida em que fosse possível identificar uma variável, ou um conjunto de variáveis, que correspondesse ao fenómeno cujos efeitos era preciso eliminar, seria possível recorrer a coeficientes de regressão para simular essa eliminação.

50Nos 78 concelhos em causa, a discrepância entre o número de pessoas legalmente casadas e o número de agregados contendo casais apresentava correlações significativas com três conjuntos de variáveis. Em primeiro lugar, estava fortemente correlacionada com um conjunto de indicadores da nupcialidade — taxa bruta de nupcialidade, proporções de casados e de solteiros na população adulta — ou de variáveis que dependiam directa, mas não exclusivamente do nível da nupcialidade formal: proporção de nascimentos (formalmente) ilegítimos, número de legitimações, proporção de viúvos e viúvas na população adulta. Estas correlações são a confirmação de que a discrepância em causa reflecte a prevalência de uniões consensuais. Em segundo lugar, estava correlacionada com algumas variáveis (proporção da população que se declarava sem religião, proporção de casamentos não católicos, proporção de missalizantes em 1977) que reflectem fenómenos sociológicos subjacentes à prevalência de uniões consensuais. E em terceiro lugar, estava correlacionada com outras variáveis de tipo demográfico, como a relação de masculinidade ou a proporção de velhos na população. Estas correlações, que não parecem ter significado sociológico, não eram utilizáveis para a análise.

Quadro 4.2. Proporção dos agregados domésticos que contém uniões consensuais

Distrito / Concelho

%

Distrito de Beja

Aljustrel

11,6

Almodôvar

25,5

Alvito

11,8

Barrancos

0,8

Beja

0,8

Castro Verde

13,0

Ferreira do Alentejo

6,1

Mértola

6,3

Odemira

28,1

Ourique

24,6

Serpa

1,4

Distrito de Bragança

Freixo de Espada à Cinta

0,1

Distrito de Évora

Alandroal

4,3

Arraiolos

6,0

Borba

9,2

Estremoz

3,4

Évora

5,4

Montemor-o-Novo

14,6

Mora

3,3

Portel

1,6

Redondo

7,6

Viana do Alentejo

11,2

Vila Viçosa

2,8

Distrito de Faro

Albufeira

1,9

Alcoutim

3,6

Algezur

4,6

Castro Marim

10,8

Faro

3,2

Lagos

1,1

Loulé

2,8

Monchique

5,4

Portimão

0,5

Silves

5,5

Tavira

1,4

Vila Real de Santo António

1,7

Distrito de Leiria

Bombarral

5,1

Caldas da Rainha

2,2

Marinha Grande

1,2

Óbidos

1,4

Distrito de Lisboa

Alenquer

12,0

Arruda dos Vinhos

16,0

Azambuja

4,6

Cadaval

3,9

Loures

5,9

Lourinhã

0,5

Mafra

4,7

Oeiras

0,8

Sintra

3,7

Sobral de Monte Agraço

23,7

Torres Vedras

1,2

Vila Franca de Xira

2,4

Distrito de Portalegre

Arronches

3,8

Avis

3,1

Fronteira

0,2

Marvão

6,2

Ponte de Sor

2,4

Portalegre

0,9

Sousel

2,9

Distrito de Santarém

Alcanena

0,3

Almeirim

3,9

Benavente

7,3

Cartaxo

3,1

Chamusca

2,9

Coruche

2,4

Rio Maior

3,5

Salvaterra de Magos

2,5

Vila Nova da Barquinha

0,1

Distrito de Setúbal

Alcácer do Sal

21,3

Alcochete

4,4

Almada

0,6

Grândola

26,0

Moita

7,2

Montijo

13,7

Palmela

11,9

Santiago de Cacém

29,1

Seixal

5,8

Setúbal

3,6

Sines

22,9

51O tipo de simulação que se pretendia ensaiar exigia a identificação de uma ou mais variáveis — na prática, dentre as do primeiro e segundo grupo — que correspondessem ao fenómeno cujos efeitos se pretendia medir e eliminar. As variáveis relativas à nupcialidade seriam obviamente as mais indicadas para este fim, mas, na ausência de qualquer indicação quanto ao nível de nupcialidade que corresponderia à inexistência de uniões consensuais, essas variáveis não eram utilizáveis. E as restantes variáveis, relativas à ilegitimidade ou religiosidade, apresentavam correlações que, apesar de muito significativas, eram, no entanto, demasiado débeis para permitirem o exercício de simulação pretendido.

52Nestas condições, foi necessário renunciar também a esta tentativa de correcção dos dados. Na prática, isto significa que ao nível de todo o país a melhor aproximação possível à tipologia de Cambridge que se pode obter a partir dos dados do recenseamento de 1960 é a que se encontra resumida no quadro 4.1, e que corresponde a quatro categorias de agregado doméstico — solitários, sem unidade conjugal, agregados familiares simples e complexos. Para uma parte do país, apenas correspondente aos distritos em que a incidência de uniões consensuais não é significativa, torna-se possível distinguir — embora com as distorções já assinaladas — entre agregados familiares alargados e múltiplos. Atendendo, contudo, a que os estudos de sociólogos e antropólogos têm mostrado ser o Norte do país onde o fenómeno da família troncal tem alguma expressão, e em que a distinção entre os dois tipos de agregado familiar complexo adquire relevância, a impossibilidade de a efectuar nos distritos meridionais é menos grave do que poderia parecer.

53O resultado desta adaptação das categorias do Censo de 1960 à tipologia de Cambridge apresentado, com base nos dados distritais, no quadro 4.3 e, ao nível concelhio, nos mapas 4.1 a 4.6, constitui a base de todas as análises estatísticas levadas a cabo neste capítulo. É com base nessa aproximação à tipologia de Cambridge que se propõe aqui levar a cabo a exploração estatística já referida e se tenta esboçar uma geografia, circunscrita ao espaço de Portugal continental, das formas da família e dos factores subjacentes à sua variação.

IV

  • 15 Esta caracterização de estrutura familiar difere, em relação às áreas onde as uniões consensuais sã (...)

54O quadro 4.3 apresenta, para cada distrito de Portugal continental, a distribuição dos agregados domésticos por categoria estrutural de acordo com os dados do Censo de 1960.15 Mesmo a este nível de agregação, são evidentes as diferenças entre os distritos do Noroeste (Minho e parte da Beira: Aveiro, Coimbra, Viseu), por um lado, e os distritos alentejanos, por outro. Nos primeiros, a proporção de agregados familiares simples (tipo III) situa-se abaixo de 70%, a de agregados familiares complexos entre 14,8% e 20,8%. Em todos esses distritos, a proporção de agregados familiares múltiplos — contendo dois casais completos — é significativa; nos segundos, a proporção de agregados familiares complexos é muito mais reduzida — entre 9,4% e 11,2%— e a de agregados familiares simples acima de 75%. Os restantes distritos apresentam algumas características mais específicas. Nos distritos de Lisboa e Setúbal, os agregados complexos são mais frequentes do que nos outros distritos do Sul. O distrito de Faro distingue-se do Alentejo de maneira bastante evidente. Os distritos raianos ao norte do Tejo — Bragança, Guarda e Castelo Branco — manifestam proporções relativamente mais elevadas de solitários e proporções muito baixas de agregados familiares complexos. Em relação a estes distritos, torna-se possível distinguir entre agregados alargados e múltiplos e vê-se com clareza que a alta frequência de solitários tem a sua contrapartida na escassez relativa de agregados familiares alargados.

55Não seria difícil, com base em características bem conhecidas dos distritos em causa e de alguns lugares-comuns sociológicos, adiantar hipóteses de explicação para esta distribuição regional: a maior frequência dos agregados familiares simples (ou famílias nucleares) no Sul do país dever-se — ia à prevalência do trabalho assalariado na agricultura; as migrações cidade-campo explicariam a prevalência de agregados complexos em Lisboa e Setúbal, o êxodo rural e o envelhecimento da população, a elevada proporção de solitários nos distritos raianos; a economia camponesa estaria na base da maior complexidade do sistema familiar no Noroeste, e assim por diante. Mas, por plausíveis que fossem, essas hipóteses careceriam de verificação estatística, o que dificilmente seria possível — a não ser em termos muito esquemáticos — ao nível distrital.

Quadro 4.3. Estrutura familiar por distrito, 1960 (%)

Distrito

Categorias

I
Solitários

II
Agregados não conjugais

III
Agregados familiares simples

IV
Agregados familiares alargados

V
Agregados familiares múltiplos

VI
Agregados familiares complexos
(IV+V)

Aveiro

10,60

6,06

64,42

12,87

6,06

18,93

Beja

9,48

3,00

76,35

11,17

Braga

10,86

6,13

66,19

12,38

4,44

16,82

Bragança

12,27

3,95

71,07

9,20

3,51

12,71

Castelo Branco

12,06

3,29

75,23

6,50

2,93

9,42

Coimbra

12,35

5,02

67,70

11,63

3,29

14,93

Évora

8,13

2,91

78,69

10,27

Faro

10,22

3,95

71,11

14,72

Guarda

15,25

4,33

71,76

6,40

2,26

8,66

Leiria

10,45

3,33

75,66

10,56

Lisboa

14,42

4,93

60,93

19,72

Portalegre

10,15

2,55

77,87

9,43

Porto

11,14

5,02

65,54

16,02

2,28

18,29

Santarém

10,06

2,78

76,87

10,30

Setúbal

8,39

3,17

72,84

15,60

Viana do Castelo

12,89

10,51

55,85

14,11

6,64

20,75

Vila Real

13,10

5,51

67,62

10,66

3,11

13,77

Viseu

13,69

6,36

65,17

10,57

4,22

14,79

Fonte: adaptação da classificação do Censo de 1960 às categorias da tipologia de Cambridge.

56Uma análise estatística mais aprofundada passa, de facto, por uma maior desagregação, e pela consideração das variações no interior de cada distrito ou região. Os mapas 4.1 a 4.6 traduzem a distribuição no espaço continental, com valores desagregados ao nível concelhio, das frequências relativas de cada tipo de agregado doméstico.

Mapa 4.1. Solitários, 1960 (%)

Mapa 4.2. Agregados não conjugais, 1960 (%)

Mapa 4.3. Agregados familiares simples, 1960 (%)

57Em termos gerais confirmam, enriquecendo-o, o quadro global que pode ser derivado dos valores distritais, mas ao mesmo tempo evidenciam a existência de variações por vezes bastante significativas no interior de alguns distritos, bem como a existência de configurações espaciais coerentes que, reflectindo embora a variedade de situações regionais, pouco têm a ver com os limites distritais.

58Em relação aos solitários, por exemplo, constatam-se variações consideráveis em distritos como Braga ou Beja; em relação aos agregados familiares simples, em Faro e no Porto; em relação aos agregados complexos, em Évora e Bragança. Por trás dos valores distritais apresentados no quadro 4.1, que nos incitam a dividir o espaço continental em zonas homogéneas, esconde-se uma imagem bastante mais complicada em que a configuração espacial dos diferentes tipos de agregado doméstico nos leva antes a procurar a lógica de um sistema capaz de traduzir as relações que é possível observar entre a frequência de determinado tipo de agregado doméstico, as diferentes formas de economia agrária e o processo de reprodução social.

59Deste ponto de vista, há várias situações que se destacam de maneira bastante evidente do quadro mais geral e parecem configurar campos de diferenças à escala regional, em que a distribuição espacial dos valores poderia reflectir a lógica de um sistema.

60No Noroeste, por exemplo, parece evidente o papel determinante desempenhado pelo Porto e pelo seu peso enquanto mercado de trabalho assalariado e de produtos agrícolas na economia regional: na própria cidade, encontramos proporções significativas de solitários e de agregados familiares complexos; na zona circundante, proporções elevadas de agregados familiares simples; em seguida, uma zona de transição, com valores intermédios; e por fim, a norte e a sul, as zonas de notável complexidade familiar do Alto Minho e de parte das Beiras, em que a emigração de homens casados se traduz — devido aos critérios adoptados pelo censo — em proporções elevadas de agregados não conjugais.

61Mais para o interior, essa configuração espacial polarizada pela cidade do Porto articula-se com outra em que o papel determinante parece ser desempenhado pelo próprio rio Douro. Enquadrado pelas zonas de elevada complexidade do Minho, do Norte dos distritos de Vila Real e de Bragança e de quase todo o distrito de Viseu, o Vale do Douro caracteriza-se por proporções relativamente mais altas de solitários e de agregados familiares simples. À medida que se vai para o interior, contudo, começa a fazer-se sentir o efeito de uma terceira situação, que corresponde a toda a faixa raiana do Norte e Centro Interior (distritos de Bragança, Guarda e Castelo Branco). Esta zona caracteriza-se por proporções bastante mais elevadas de agregados familiares simples, por proporções muito baixas de agregados complexos, em particular de agregados de tipo IV, e por proporções muito elevadas de solitários. Esta situação insólita pareceria à primeira vista decorrer da forte emigração que afectou esta zona na década de 50: o desaparecimento de uma parte significativa da geração mais nova terá criado uma situação em que uma parte correspondente da geração dos pais já não tinha com quem ir viver na velhice ou viuvez. Em vez de se juntarem aos filhos para constituírem agregados familiares alargados, viram-se condenados a viver sozinhos.

Mapa 4.4. Agregados familiares alargados, 1960 (%)

Mapa 4.5. Agregados familiares múltiplos, 1960 (%)

Mapa 4.6. Agregados familiares complexos, 1960 (%)

62A Estremadura e todo o Sul do país caracterizam-se de uma maneira geral por uma estrutura familiar menos complexa, e em particular por proporções elevadas de agregados familiares simples. Mas aqui também a relativa homogeneidade dos valores distritais esconde variações consideráveis. Toda a zona à volta de Lisboa, incluindo a margem sul do Tejo, caracteriza-se por proporções elevadas de agregados familiares complexos, mas é só na cidade de Lisboa que existe também uma maior concentração de solitários. Não seria difícil relacionar estas características com as migrações do campo para a cidade e com o papel da família complexa no processo de migração em cadeia. O vale do Tejo e partes do Alto Alentejo constituem uma mancha bastante homogénea, caracterizada por proporções muito elevadas de agregados familiares simples e muito baixas de agregados complexos e de solitários. A zona à volta de Évora e o Sotavento algarvio apresentam uma estrutura mais complexa, enquanto ao longo da costa entre Setúbal e Sagres é significativamente elevada a proporção de solitários.

63Como já se sugeriu, não seria difícil associar, de maneira intuitiva, essas situações particulares e configurações espaciais com mecanismos socioeconómicos, estruturas agrárias e comportamentos migratórios. Mas sem uma verificação estatística o estatuto dessas associações intuitivas será duvidoso, e de qualquer modo não poderiam constituir uma base para tentativas de explicar as variações nas estruturas familiares ou para uma formulação mais analítica do papel do sistema familiar no processo de reprodução social.

  • 16 Foram escolhidas e incluídas no quadro as oito variáveis que se correlacionavam de maneira mais sig (...)

64O quadro 4.4 visa por isso especificar, de maneira mais rigorosa, a articulação entre a estrutura familiar e algumas variáveis socioeconómicas e demográficas,16 cuja configuração espacial é representada nos mapas 4.7 a 4.14.

Quadro 4.4. Estrutura familiar e seu contexto, Portugal continental: variáveis associadas à frequência dos tipos de agregado familiar (correlações simples)

Variáveis associadas

Categorias

I
Solitários

II
Agregados não conjugais

III
Agregados familiares simples

IV
Agregados familiares alargados

V
Agregados familiares múltiplos

VI
Agregados familiares complexos

[FAM1]

[FAM2]

[FAM3]

[FAM4]

[FAM5]

[FAM6]

Assalariados (%)
[TRABASS]

-0,560

-0,561

0,555

-0,236

Trabalhadores na agricultura (%)
[AGRIC]

0,366

(-0,155)

-0,445

Agricultores independentes (%)
[INDEP]

0,370

0,603

-0,633

0,450

Agricultores isolados (%)
[AGFAM]

0,412

0,618

-0,602

0,369

Agricultores proprietários (%)
[AGPROP]

0,312

0,494

-0,546

0,406

Densidade da pop. Agrícola [ENSAG]

(0,184)

0,466

-0,486

0,415

Repulsão populacional
1951-1960
[MIGTOT]

0,382a

(0,167)a

-0,274a

Maridos ausentes (%)
[MIGCAS]

0,425b

0,922b

-0,771b

0,470b

Chave: • informação insuficiente; a N = 247; b N = 250.
As correlações indicadas entre parênteses são significativas ao nível p < 0,01, as restantes ao nível p < 0,001.

  • 17 Aqui, como no cálculo de algumas outras variáveis relativas à estrutura económica, as mulheres fora (...)

65Uma primeira questão que se pode colocar, à luz do que já foi dito, diz respeito à influência das diferenças entre zonas urbanas e rurais sobre as estruturas familiares. Essas diferenças podem ser captadas através da variável AGRIC, que corresponde à proporção da população activa masculina17 com profissão na agricultura (mapa 4.7). Conforme se depreende do quadro, essa variável está correlacionada positivamente com a proporção de solitários e negativamente com a proporção de agregados complexos. A correlação com a proporção de agregados familiares simples, também negativa, é bastante menos significativa. Essas correlações parecem indicar que, ao nível de todo o país, o grau de urbanização / industrialização não influi de maneira significativa sobre as proporções relativas de agregados familiares simples e complexos, mas apenas sobre a frequência de solitários e de agregados complexos: nos concelhos mais urbanos, os agregados complexos (presumivelmente da categoria IV, correspondente à noção de “família extensa”) funcionariam como estrutura de acolhimento e de apoio em relação à população rural imigrada, enquanto, nas zonas rurais de origem, a partida das gerações mais novas condenaria, como já se sugeriu, a geração anterior à residência solitária na velhice e viuvez.

66Esta interpretação é confirmada pelo comportamento da variável MIGTOT, que mede a repulsão populacional (ou saldo migratório negativo) durante a década de 1950 (mapa 4.8): apesar de a variável corresponder a um fenómeno mais amplo, e incluir a emigração para fora do país, as correlações são muito semelhantes — negativas em relação aos agregados complexos, positiva com os solitários, menos significativas com os restantes tipos de agregado familiar.

  • 18 A variável MIGCAS corresponde à diferença para 100 da relação de masculinidade dos casados nos conc (...)
  • 19 Aliás, como se pode ver pelo quadro 4.3, a correlação entre os dois indicadores de emigração não é (...)
  • 20 As correlações elevadíssimas com a proporção de agregados não familiares decorrem, como já se viu, (...)

67Mas a emigração não é um fenómeno homogéneo e não pode ser reduzida à questão dos saldos migratórios. Tão importante quanto o volume da emigração é o seu carácter selectivo. Se em geral e em todo o país os emigrantes correspondem aos mesmos grupos de idades e partem no começo da vida adulta, a incidência da emigração por sexo pode variar de maneira considerável. Conforme se depreende do mapa 4.9, que representa a proporção dos maridos que se encontra ausente (MIGCAS),18 a emigração diferencial de homens casados é um fenómeno característico do Minho e da Beira. Mas os concelhos em que o fenómeno se manifesta de modo mais acentuado não são sempre aqueles em que a emigração global durante a década de 1950 foi mais intensa.19 A emigração de homens casados encontra-se correlacionada positivamente com a proporção de agregados complexos e negativamente com a proporção de agregados familiares simples.20 Não parece possível, contudo, considerar a estrutura dos agregados domésticos apenas como efeito directo ou indirecto desse padrão de emigração, e a associação, de resto muito significativa, da emigração diferencial com a complexidade das estruturas familiares tem de ser considerada como reflectindo algum factor subjacente a ambas.

Mapa 4.7. Trabalhadores na agricultura, 1960 (%)

Mapa 4.8. Repulsão populacional, 1951-1960 (% da população em 1950)

Mapa 4.9. Maridos ausentes, 1960 (%)

Mapa 4.10. Densidade da população agrícola, 1960 (intervalos logarítmicos)

Mapa 4.11. Trabalhadores assalariados, 1960 (%)

Mapa 4.12. Agricultores independentes, 1960 (%)

Mapa 4.13. Agricultores proprietários, 1960 (%)

Mapa 4.14. Agricultores isolados, 1960 (%)

  • 21 A variável DENSAG mede a densidade da população agrícola. Os valores iniciais (densidade da populaç (...)

68Entre os factores a serem levados em consideração há que incluir a densidade da população, cuja correlação muito significativa com a estrutura dos agregados domésticos (quadro 4.4) poderia reflectir as suas eventuais relações quer com o volume e os padrões de emigração, quer — na medida em que traduz o efeito de factores climáticos e orográficos sobre a fecundidade dos solos e a intensidade da cultivação — com regimes de economia agrária. Mas conforme se pode depreender de uma comparação entre os mapas 4.8, 4.9 e 4.10, e dos quadros 4.4 e 4.5, a relação entre a densidade da população e os processos migratórios não é tão simples como se poderia supor. A densidade da população (DENSAG)21 está na realidade correlacionada negativamente — embora de forma não muito significativa — com o volume da emigração e positivamente só com a emigração diferencial de homens casados. Encontra-se do mesmo modo associada com frequências relativamente elevadas de agregados familiares complexos, sem que, no entanto, seja possível afirmar a existência de uma relação causal directa.

  • 22 O mesmo argumento seria válido, mutatis mutandis, para o artesanato e o pequeno comércio.
  • 23 A correlação simples entre TRABASS e FAM4 não é significativa, mas isto deve-se ao facto de TRABASS (...)

69Uma eventual relação indirecta entre a estrutura familiar e os padrões de emigração ou a densidade da população poderia, como se disse, manifestar-se através da influência dos regimes de economia agrária. Neste contexto, há que levar em conta antes de mais a hipótese — tão difundida que já se tornou um lugar-comum sociológico — da existência de uma relação causal entre a prevalência de relações de trabalho assalariado e a frequência de agregados familiares simples. Segundo essa hipótese, o trabalho assalariado desvincularia o trabalhador da posse ou da propriedade da terra,22 libertando-o da necessidade de subordinar os seus comportamentos matrimoniais à lógica de reprodução da casa camponesa e permitindo que o momento e o lugar em que acaba por constituir família sejam determinados antes de mais pelas suas relações com o mercado de trabalho. O mercado acabaria, assim, por traduzir-se num sistema neolocal caracterizado por proporções elevadas de agregados familiares simples, em que os relativamente poucos agregados complexos existentes reflectiriam situações de excepção ou mecanismos de assistência familiar na velhice e viuvez. Ao nível de todo o país, as correlações entre a proporção de assalariados na população activa (TRABASS: ver mapa 4.11) e os diferentes tipos de agregado doméstico são, como se depreende do quadro 4.4, muito significativas e correspondem grosso modo às previsões da hipótese: positivas com a proporção de agregados familiares simples, negativas com os restantes tipos de agregado.23

70Essa hipótese pressupõe, por outro lado, que na ausência de relações de trabalho assalariado os comportamentos matrimoniais seriam de facto subordinados à lógica de reprodução da família camponesa. Nesses termos, seria de esperar que a proporção de agregados familiares complexos estivesse correlacionada positivamente com indicadores da prevalência de relações de produção características de uma economia camponesa. O quadro 4.4 inclui três desses indicadores — a proporção dos agricultores que são, respectivamente, independentes (que cultivam a terra directamente: INDEP), isolados (que não fornecem nem empregam trabalho assalariado: AGFAM), e proprietários (AGPROP) — cuja distribuição espacial é representada nos mapas 4.12, 4.13 e 4.14. Uma comparação entre os três mapas revela que a distribuição das três variáveis é muito semelhante, como seria, aliás, de esperar à luz da sua intercorrelação (quadro 4.5). As relações com a estrutura dos agregados domésticos são também muito semelhantes e confirmam a hipótese geral: quanto maior a presença de elementos de economia camponesa, menor a frequência de agregados familiares simples e maior a de agregados complexos. Do mesmo modo, quanto maior a presença de elementos de economia camponesa, maior a frequência de agregados não conjugais, que são neste caso uma expressão directa de um modelo específico de emigração.

Quadro 4.5. Variáveis associadas à estrutura familiar, Portugal continental (matriz de correlações)

TRABASS

AGRIC

INDEP

AGFAM

AGPROP

DENSAG

MIGTOT

MIGCAS

TRABASS

1,000

AGRIC

-0,454

1,000

INDEP

-0,780

1,000

AGFAM

-0,843

0,950

1,000

AGPROP

-0,636

0,819

0,756

1,000

DENSAG

-0,329

-0,200

0,477

0,416

0,325

1,000

MIGTOT

-0,263a

-0,516a

(-0,158a)

1,000a

MIGCAS

-0,585b

0,629b

0,639b

0,569b

0,420b

1,000b

As correlações indicadas entre parênteses são significativas ao nível p < 0,01, as restantes ao nível p < 0,001; salvo indicação em contrário, N = 273.
a N = 247 b N = 250.

V

  • 24 As variáveis foram redefinidas de maneira a reduzir a sua intercorrelação, sem prejuízo da possibil (...)

71Devido ao elevado grau de intercorrelação entre este conjunto de variáveis relativas ao regime de economia agrária (cfr. quadro 4.5) não é possível distinguir analiticamente entre os diferentes elementos causais em presença, ou atribuir um peso específico a cada um. Tendo em vista obviar às consequências da multicolinearidade, procurou-se redefinir essas variáveis de modo a tornar possível uma avaliação quer da importância da economia camponesa enquanto sistema global de relações, quer da relevância analítica dos diferentes aspectos da mesma.24 As variáveis recalculadas puderam em seguida ser incorporadas numa análise mais ampla e regionalmente diferenciada, destinada a testar o alcance de um modelo explicativo centrado nas implicações de diferentes regimes de economia agrária, e em particular de diferentes aspectos da economia camponesa, mas não limitado a estes. Uma análise regionalmente diferenciada permitiria ainda que nos distritos a norte do Tejo se considerassem separadamente os agregados familiares alargados (tipo IV) e múltiplos (tipo V), cujas relações com as variáveis em questão não são necessariamente as mesmas.

  • 25 Atendendo a que algumas variáveis não correspondem directamente aos fenómenos cuja influência inter (...)

72O modelo contempla três factores principais,25 cuja combinação deveria, à luz dos resultados já obtidos, explicar uma parte significativa das variações observáveis, ao nível concelhio, na estrutura dos agregados domésticos. Esses factores são os seguintes:

  • o regime de economia agrária nos seus diferentes aspectos;

  • as diferenças no grau de urbanização dos concelhos, bem como o peso respectivo do emprego agrícola e não agrícola e a importância do trabalho assalariado e não assalariado nos sectores não agrícolas;

  • a importância da emigração e, em particular, da emigração selectiva de homens casados.

Quadro 4.6. Capacidade explicativa do modelo: proporção da variância interconcelhia na frequência dos tipos de agregado doméstico explicada pelo conjunto de oito variáveis, continente e áreas regionais

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

229

55

35

36

56

46

Tipos de agregado

FAM1

0,371***

0,390**

0,523**

0,567**

0,520***

0,352*

FAM2

0,871***

0,615***

0,807***

0,963***

0,864***

0,618***

FAM3

0,729***

0,621***

0,583***

0,854***

0,593***

0,514***

FAM4

0,668***

0,484***

0,597***

FAM5

0,740***

0,506***

0,353***

FAM6

0,545***

0,542***

0,573***

0,773***

0,611***

0,576***

Correlação múltipla (R2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

  • 26 A proporção da variância explicada refere-se aos 229 concelhos em relação aos quais há valores váli (...)
  • 27 As cinco áreas correspondem, respectivamente, aos distritos de Faro, Beja, Évora, Portalegre e Setú (...)

73Estes três factores correspondem aos fenómenos abrangidos pelas oito variáveis AGRIC, INDEP, INDPROP, PROPFAM, TRABASS, MIGTOT, MIGCAS e DENSAG. Como se poderá ver através do quadro 4.6, estas oito variáveis em conjunto explicam entre 37% e 87% da variação interconcelhia das estruturas familiares no continente português.26 O quadro apresenta também a proporção da variância interconcelhia explicada em cinco áreas regionais.27 Em quatro delas (Sul, Estremadura/Ribatejo, Minho e Beira), esses coeficientes de determinação múltipla são significativos ou muito significativos (p < 0,01 ou p < 0,001) em relação a todos os tipos de agregado doméstico. No Norte Interior os coeficientes relativos a solitários e agregados múltiplos são menos significativos (p < 0,05), mas os outros quatro coeficientes são significativos ou muito significativos. Apesar dessas diferenças, os valores geralmente elevados — e por vezes extraordinariamente elevados — dos coeficientes permitem concluir que o modelo proposto constitui uma base mais que satisfatória para a explicação estatística das variações interconcelhias nas estruturas familiares quer ao nível do continente, quer — embora de maneira diferenciada — ao nível de cada uma das áreas regionais.

VI

74O modelo, como já se disse, abrange três factores principais, representados por oito variáveis. Para além da capacidade explicativa do modelo no seu conjunto, interessa examinar o comportamento das variáveis no espaço continental e em cada uma das diferentes áreas regionais.

  • 28 Cfr. capítulo 2, nota 4.

75Em relação ao primeiro factor — os diferentes regimes de economia agrária — dispomos de quatro variáveis: uma (DENSAG, densidade da população agrícola), que traduz a intensidade da agricultura, e as três, já referidas (INDEP, INDPROP e PROPFAM),28 que dizem respeito à exploração directa, à propriedade e à agricultura familiar. Para avaliarmos a sua influência específica sobre as estruturas familiares, será preciso em todos os casos recorrer às correlações parciais de cada variável com a frequência de cada tipo de agregado doméstico, controlando quer as restantes variáveis relativas ao regime de economia agrária, quer a variável AGRIC, que traduz o peso efectivo da agricultura em cada concelho.

  • 29 No quadro 4.7 e seguintes, devido às variações no número de casos e no número de variáveis incluída (...)
  • 30 Atendendo a que, como já vimos, os agregados não conjugais são em grande parte constituídos por fam (...)
  • 31 Isto não significa, evidentemente, que a relação só existe no Norte Interior: mas é só nesta área r (...)

76Já vimos (quadro 4.4) que ao nível do continente as correlações simples entre a variável DENSAG e a frequência dos diferentes tipos de agregado doméstico eram muito significativas. Conforme se pode verificar pelo quadro 4.7, ao nível do continente as correlações parciais com FAM2 FAM3 e FAM6 continuam a ser significativas.29 Isto indica que as correlações simples não estavam a reflectir a influência de alguma das variáveis agora controladas, e que de facto uma agricultura mais intensiva, independentemente do regime de economia agrária, está associada, ao nível do continente, com uma menor frequência de agregados familiares simples e uma maior frequência de agregados não conjugais e de agregados familiares complexos.30 O quadro 4.7 também mostra, por outro lado, que essa associação não se manifesta de maneira uniforme no espaço continental. Com efeito, é sobretudo nos quatro distritos do Norte Interior que a associação com as estruturas familiares é significativa: nas restantes áreas regionais ela é mais ténue e limitada às proporções respectivas de agregados simples e complexos (Estremadura/Ribatejo), ou inexistente.31

Quadro 4.7. Estrutura familiar e economia agrária I: agricultura intensiva (densidade da população agrícola)

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

273

71

51

40

60

51

Tipos de agregado

FAM1

~

~

~

~

-0,322*

~

FAM2

0,244***

~

~

~

~

0,564***

FAM3

-0,255***

~

-0,423**

~

~

-0,395**

FAM4

~

~

0,423**

FAM5

~

~

~

FAM6

0,192**

~

0,414**

~

~

0,333*

Correlação parcial (r) entre FAMN e DENSAG com AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM controladas
Chave:~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

Quadro 4.8. Estrutura familiar e economia agrária II: exploração directa da terra (agricultores independentes)

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

273

71

51

40

60

51

Tipos de agregado

FAM1

0,280***

0,501***

~

~

~

~

FAM2

0,394***

~

~

~

0,324*

~

FAM3

-0,461***

-0,428***

~

~

-0,428***

-0,311*

FAM4

~

0,399**

~

FAM5

-0,465***
0,524***

~

FAM6

0,352***

~

~

~

0,541***

0,306*

Correlação parcial (r) entre FAMN e DENSAG com AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

  • 32 Esta associação corresponde sobretudo a diferenças entre concelhos algarvios e alentejanos, e não s (...)

77Já vimos acima (quadro 4.4) que as variáveis correspondentes à exploração directa da terra, à propriedade e à agricultura familiar estavam todas fortemente correlacionadas com a estrutura familiar. Vimos também que devido à sua intercorrelação (quadro 4.5) não era possível analisar separadamente a influência de cada uma sobre as estruturas familiares. As variáveis foram, por conseguinte, redefinidas de modo a permitir, com base na sua análise conjunta, uma apreciação separada da influência específica de cada uma sobre as estruturas familiares, ao nível do continente e em cada uma das áreas regionais. Como se pode depreender do quadro 4.8, em relação à primeira das três variáveis e ao nível do continente as correlações parciais são altamente significativas: a exploração directa da terra — independentemente do título jurídico de posse e do carácter familiar ou não da exploração — encontra-se associada quer à prevalência de agregados familiares complexos, quer à frequência de solitários e agregados não conjugais. Na medida em que a exploração directa se contrapõe a uma agricultura de tipo capitalista baseada no trabalho assalariado, essas associações confirmam, em relação à agricultura portuguesa e ao nível do continente como um todo, a hipótese, já referida, de uma associação intrínseca entre o trabalho assalariado e a prevalência de agregados familiares simples. No entanto, o quadro também mostra que ao nível regional essa associação não tem o carácter geral que lhe é frequentemente atribuído. Com efeito, a exploração directa da terra está associada de maneira significativa com a estrutura familiar no interior de duas apenas dentre as cinco áreas regionais: na Beira, onde influi sobre a frequência relativa de agregados familiares simples e complexos, e no Sul, onde pelo contrário, e confirmando só muito parcialmente a hipótese geral, influi apenas sobre a frequência relativa de agregados familiares simples e de solitários.32

Quadro 4.9. Estrutura familiar e economia agrária III: propriedade da terra (agricultores independentes proprietários)

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

273

71

51

40

60

51

Tipos de agregado

FAM1

~

~

0,309*

~

~

-0,471***

FAM2

~

~

~

0,630***

~

~

FAM3

~

~

~

-0,623***

~

~

FAM4

0,643***

~

0,309*

FAM5

0,451**

~

0,357*

FAM6

~

~

~

0,710***

~

0,380**

Correlação parcial (r) entre FAMN e INDROP com AGRIC INDEP PROPFAM DENSAG controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

Quadro 4.10. Estrutura familiar e economia agrária IV: agricultura familiar (agricultores proprietários isolados)

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

273

71

51

40

60

51

Tipos de agregado

FAM1

~

~

~

~

~

~

FAM2

0,130*

~

~

0,418*

~

~

FAM3

~

~

~

-0,354*

~

~

FAM4

~

-0,283*

~

FAM5

0,603***

~

~

FAM6

~

~

~

~

~

~

Correlação parcial (r) entre FAMN e PROPFAM com AGRIC INDEP INDPROP DENSAG controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

78Face a estes resultados inesperados, poderia eventualmente supor-se que por trás do carácter regionalmente específico das associações detectadas se encontre a distinção analítica, talvez demasiado artificial, entre a mera posse da terra, independentemente do título jurídico, e a propriedade da mesma. Com efeito, a associação geral entre o trabalho assalariado na agricultura e a prevalência de agregados familiares simples, e entre a frequência de agregados complexos e regimes de economia camponesa, baseia-se, em princípio, no facto de um regime de economia agrária centrado na casa camponesa implicar a existência de mecanismos de sucessão que em muitos casos associam o casamento do herdeiro à sucessão na direcção da casa e da exploração. Nestas condições, e embora também existam mecanismos de sucessão na direcção de outros tipos de exploração, seria de esperar uma associação significativa entre a proporção dos agricultores que são proprietários de suas terras e a proporção de agregados domésticos (alargados ou múltiplos) cuja composição reflecte tais mecanismos. Como se pode ver pelo quadro 4.9, contudo, e apesar de as correlações simples reproduzidas no quadro 4.4 serem altamente significativas, em relação às correlações parciais tal não se verifica. Quer ao nível do espaço continental, quer em três das cinco áreas regionais, o título jurídico de posse da terra (propriedade versus arrendamento ou parceria) não tem qualquer influência sobre a estrutura familiar. No Minho, pelo contrário, a associação esperada não só existe, como é altamente significativa, enquanto no Norte Interior ela é mais ténue e incide apenas sobre as proporções relativas de agregados complexos e de solitários.

79Para além da eventual influência sobre a estrutura familiar da exploração directa ou da propriedade da terra, seria também de esperar uma associação significativa, derivada das funções do agregado doméstico enquanto unidade de trabalho, entre a estrutura dos agregados domésticos e a prevalência da agricultura familiar. Como se depreende do quadro 4.10, contudo, essa associação apenas é observável no Minho, onde existe uma correlação muito significativa entre a prevalência da agricultura familiar e a proporção de agregados familiares múltiplos. Na Beira, a agricultura familiar encontra — se associada, mas de modo pouco significativo, com a proporção de solitários, enquanto nas restantes áreas regionais e no continente, e ao contrário do que seria talvez de esperar, não é observável qualquer influência da agricultura familiar sobre a estrutura dos agregados domésticos.

VII

80Apesar da sua complexidade, em relação ao segundo factor — que diz respeito às diferenças no grau de urbanização dos concelhos, bem como ao peso respectivo do emprego agrícola e não agrícola e à importância do trabalho assalariado e não assalariado nos sectores não agrícolas — dispomos apenas de dois indicadores indirectos.

81O primeiro, representado pela variável AGRIC, corresponde à proporção da população (masculina) economicamente activa com ocupação na agricultura. Este indicador permite, em princípio, avaliar os efeitos sobre a estrutura familiar do peso respectivo da agricultura e dos outros sectores na economia local e também — por extensão, e uma vez que essas actividades tendem a ser, respectivamente, rurais e urbanas — do grau de urbanização dos concelhos em questão. Já vimos (quadro 4.4) que ao nível do continente a urbanização e o emprego não agrícola estão associados a uma maior frequência de agregados complexos e a uma menor frequência de solitários. Mas não é claro até que ponto essa associação será observável em todo o espaço continental, ou se a sua intensidade será variável conforme a região. Do mesmo modo, não é claro se os efeitos detectados dizem respeito exclusivamente ao peso respectivo do emprego agrícola e não agrícola, ou se traduzem também a influência de efeitos específicos dos diferentes regimes de economia agrária. O quadro 4.11 apresenta as correlações parciais, no continente e nas áreas regionais, entre AGRIC e a frequência dos diferentes tipos de agregado doméstico depois de controlados os efeitos das quatro variáveis correspondentes aos regimes de economia agrária.

  • 33 Na realidade, no Minho e na Beira as correlações simples entre a variável AGRIC e as estruturas fam (...)

82Ao nível do continente reproduz-se a associação já detectada (quadro 4.4) entre o emprego agrícola, uma elevada frequência de solitários, e frequências mais baixas de agregados complexos, o que parece confirmar o que se disse acima quanto aos efeitos das migrações internas. Ao nível regional, no entanto, verifica-se que a forte associação entre o emprego não agrícola e a frequência relativa de agregados familiares complexos (por oposição aos agregados simples) é exclusiva ao distritos do Sul e da Estremadura e Ribatejo. Na Beira existe uma associação menos forte entre o emprego não agrícola, a urbanização e frequências mais elevadas de agregados alargados, mas nem no Minho nem no Norte Interior é detectável uma associação significativa da estrutura familiar com o peso respectivo do emprego agrícola e não agrícola (e, por extensão, com o carácter rural ou urbano dos concelhos em causa).33

83Não dispomos, infelizmente, de qualquer indicador directo que permita uma avaliação da influência sobre as estruturas familiares das relações de produção nos sectores não agrícolas (e, por extensão, na economia urbana). A variável TRABASS corresponde à proporção de assalariados na população activa; no entanto, se forem incluídas na regressão (e controladas) a) a variável relativa ao peso relativo dos sectores agrícola e não agrícola (AGRIC) e b) as quatro variáveis que correspondem aos regimes de economia agrária, as correlações parciais entre TRABASS e os diferentes tipos de agregado doméstico (quadro 4.12) reflectirão as variações na composição dos agregados domésticos atribuíveis à prevalência do trabalho assalariado (por contraposição ao trabalho doméstico ou independente) nos sectores secundário e terciário.

Quadro 4.11. Estrutura familiar e peso da agricultura (emprego agrícola)

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

273

71

51

40

60

51

Tipos de agregado

FAM1

0,362***

0,252*

~

0,380*

0,564***

0,383**

FAM2

~

~

-0,441**

~

~

~

FAM3

~

0,465***

0,546***

~

~

~

FAM4

~

-0,373**

~

FAM5

~

~

~

FAM6

-0,383***

-0,615***

-0,643***

~

~

~

Correlação parcial (r) entre FAMN e AGRIC com INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

84Como se poderá ver pelo quadro 4.12, as correlações parciais ao nível do continente têm o mesmo sentido (e significância) que as correlações simples reproduzidas no quadro 4.4. Mas esta associação parece dizer respeito mais às diferenças inter-regionais que a uma relação observável ao nível local em todo o espaço continental. Com efeito, no Sul e na Estremadura e Ribatejo as correlações parciais de TRABASS com as estruturas familiares não são significativas. É apenas no Norte — que neste aspecto se apresenta como bastante homogéneo — que as relações de produção fora da agricultura influenciam a estrutura familiar: quanto maior o peso do trabalho assalariado nos sectores secundário e terciário, maior a frequência dos agregados familiares simples. Inversamente, quanto maior o peso nesses sectores do trabalho familiar ou independente, maior — no Minho, na Beira e no Norte Interior — a frequência de agregados de tipo alargado, e maior, na Beira, a de agregados familiares múltiplos.

Quadro 4.12. Estrutura familiar e relações de produção no secundário e terciário (trabalho assalariado não agrícola)

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

273

71

51

40

60

51

Tipos de agregado

FAM1

-0,212***

~

~

~

~

~

FAM2

-0,244***

~

~

~

~

~

FAM3

0,412***

~

~

0,448**

0,475***

0,413**

FAM4

-0,513**

-0,352**

-0,602***

FAM5

~

-0,426**

~

FAM6

-0,350***

~

~

-0,564***
-0,476***

-0,521***

Correlação parcial (r) entre FAMN e TRABASS com AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

VIII

85Em relação ao terceiro factor, correspondente aos movimentos migratórios, convém distinguir, como já se acenou, entre o volume da emigração e o seu carácter selectivo. É necessário ainda incluir nas equações de regressão as variáveis correspondentes aos primeiros dois factores, de modo a isolar os efeitos específicos atribuíveis à emigração dos efeitos indirectos devidos a factores socioeconómicos subjacentes à emigração. Conforme se pode verificar através do quadro 4.13, ao nível do continente a repulsão populacional continua, mesmo depois de controladas as restantes variáveis, a estar associada a uma maior frequência de solitários e a uma menor frequência de agregados complexos. Esta associação, no entanto, diz respeito apenas às diferenças inter-regionais, não sendo observável no interior de qualquer das áreas regionais. No Minho, está associada a uma maior frequência de solitários e de agregados não conjugais, na Beira a uma maior frequência destes últimos, mas é só no Norte Interior que a repulsão populacional está associada a uma menor frequência de agregados complexos. Apesar de plausível e aparentemente confirmada pelas correlações ao nível do continente, a associação hipotetizada entre o volume da emigração e as proporções relativas de agregados familiares complexos e de solitários, um dos lugares-comuns sociológicos a que já se fez referência, não é extensível aos espaços regionais, onde as variações observadas se traduzem em associações mais ténues com um ou outro tipo de agregado familiar.

Quadro 4.13. Estrutura familiar e emigração I: repulsão populacional, 1951-60

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

229

55

35

36

56

46

Tipos de agregado

FAM1

0,325***

~

~

0,536**

~

~

FAM2

~

~

~

0,581***

0,444**

~

FAM3

~

~

~

-0,477**

~

~

FAM4

~

~

~

FAM5

~

~

-0,437**

FAM6

-0,232***

~

~

~

~

-0,361*

Correlação parcial (r) entre FAMN e MIGTOT com AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGCAS controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

Quadro 4.14. Estrutura familiar e emigração II: maridos ausentes

Continente

Sul

Estremadura/Ribatejo

Minho

Beira

Norte Interior

N.° de concelhos

229

55

35

36

56

46

Tipos de agregado

FAM1

~

~

~

~

~

~

FAM2

0,863***

0,621***

0,788***

0,881***

0,864***

0,635***

FAM3

-0,594***

~

~

-0,435*

-0,521***

~

FAM4

~

~

~

FAM5

~

~

~

FAM6

0,349***

~

~

~

~

~

Correlação parcial (r) entre FAMN e MIGCAS com AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT controladas
Chave: ~ p > 0,05; * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001; • informação insuficiente.

86A emigração diferencial de homens casados (quadro 4.14) representa uma das manifestações mais características do carácter selectivo dos movimentos migratórios. Ao nível do continente, está associada com uma maior frequência de agregados complexos e não conjugais e com uma menor frequência de agregados familiares simples. A análise por áreas regionais mostra, contudo, que essas correlações reflectem dois tipos de associação. As elevadíssimas correlações com a frequência de agregados não conjugais, comuns a todas as áreas regionais, ilustram claramente o que já foi dito quanto aos critérios de classificação utilizados no censo e ao modo como agregados familiares em que o marido se encontra ausente são reclassificados como agregados não conjugais. A associação com as proporções relativas de agregados familiares simples e complexos, por outro lado, não se manifesta no interior de qualquer das áreas regionais, devendo assim ser interpretada como reflexo das grandes diferenças entre áreas em que a emigração diferencial de homens casados é um fenómeno difuso e áreas onde, pelo contrário, constitui um facto excepcional.

IX

87Apesar de o modelo no seu conjunto se ter revelado significativo em todas as áreas regionais consideradas, o comportamento de cada uma das variáveis que o compõem é regionalmente diferenciado. Regionalmente diferenciada também é a incidência dos três factores, pelo que uma avaliação da adequação do modelo à complexidade do sistema familiar português exige uma consideração mais aprofundada das respectivas configurações regionais.

88Da análise das quatro variáveis que constituem o primeiro factor e resumem a influência do regime de economia agrária sobre a estrutura familiar sobressai, de forma evidente, a diversidade dessas situações regionais. Ao nível do continente observa-se uma influência marcante da intensidade da agricultura e da exploração directa da terra. Mas no Sul só esta segunda variável tem alguma influência, e na Estremadura e Ribatejo só a primeira. No Minho, a estrutura familiar reflecte a influência da propriedade e da agricultura familiar; na Beira, da exploração directa; e no Norte Interior, da intensidade da agricultura e da propriedade da terra. São cinco áreas e cinco combinações diferentes de variáveis, nenhuma das quais se reproduz à escala de Portugal continental.

89Do mesmo modo as relações entre a estrutura familiar e as restantes estruturas socioeconómicas que constituem o segundo factor são variáveis consoante as áreas regionais. Ao nível do continente há uma clara influência do peso da agricultura sobre as proporções relativas de agregados familiares complexos e de solitários, mas a variável fundamental no âmbito deste factor parece ser a que traduz as relações de produção nos sectores não agrícolas, e que está associada, em termos altamente significativos, com as frequências relativas de todos os tipos de agregado doméstico.

90Uma análise regionalmente desagregada mostra, contudo, que no Sul e na Estremadura e Ribatejo as variações atribuíveis ao peso da agricultura decorrem em grande parte do volume do emprego agrícola enquanto tal, porque nem as relações de produção na agricultura (resumidas no primeiro factor) nem as relações de produção nos outros sectores exercem qualquer influência significativa. Visto que nessas regiões a divisão entre cidade e campo corresponde em grande parte à divisão entre actividades agrícolas e não agrícolas, podemos concluir que aqui o elemento determinante é de facto o carácter relativamente mais urbano ou rural de cada concelho.

91Nas áreas regionais do Norte do país, pelo contrário, é o peso da agricultura enquanto tal que desempenha (salvo na Beira) um papel bastante reduzido. Apesar de regionalmente diferenciadas quanto ao aspecto predominante, as relações de produção na agricultura têm, como já vimos, uma influência significativa sobre as estruturas familiares, enquanto a influência das relações de produção nos sectores não agrícolas é igualmente significativa, mas homogénea. O papel relativamente pouco significativo das diferenças entre cidade e campo no Norte do país poderá também estar relacionado, ao contrário do que se passa nas regiões do Centro e do Sul, com a interpenetração dos espaços urbanos e rurais e com a presença significativa de actividades não agrícolas no meio rural.

92Em relação ao terceiro factor, a conclusão mais saliente diz respeito à sua escassa relevância à escala regional. Se exceptuarmos o caso especial da correlação entre a frequência de agregados não conjugais e a emigração de homens casados, as relações observadas ao nível do continente não se reproduzem em geral no interior das áreas regionais. Por um lado, isto significa que essas relações dizem respeito sobretudo às grandes diferenças inter-regionais; por outro, traduz a ausência de influências autónomas da emigração sobre as estruturas familiares, sublinhando, como já se referiu, que algumas das relações aparentes entre a emigração e as estruturas familiares devem na realidade ser atribuídas aos factores socioeconómicos subjacentes aos modelos de emigração.

X

93Podemos agora considerar, à luz da capacidade explicativa do modelo e da surpreendente variabilidade regional da incidência dos três factores (e das oito variáveis) que o compõem, até que ponto será possível identificar um ou mais sistemas regionais e até que ponto, subjacente a essas variações (e eventualmente a esses modelos regionais), será possível descortinar a lógica unificadora de um sistema mais amplo.

94Conforme se depreende do quadro 4.15, ao nível do continente o modelo proposto é altamente significativo. A decomposição do modelo, efectuada na parte superior do quadro, mostra que seis das oito variáveis que o constituem relacionam-se, individualmente, com a composição dos agregados domésticos. A intensidade da agricultura e a exploração directa da terra estão associadas à complexidade da estrutura familiar, bem como à frequência de agregados não conjugais (que são uma expressão directa da emigração de homens casados, que por sua vez reflecte a lógica da economia camponesa). Ao contrário do que se poderia supor, contudo, nem a propriedade jurídica da terra (por contraposição à parceria ou ao arrendamento), nem a agricultura familiar exercem uma influência significativa sobre a composição dos agregados domésticos. As relações de produção no secundário e terciário também exercem uma influência significativa: quanto maior a proporção de assalariados nesses sectores, maior a proporção de agregados familiares simples e menor a de agregados complexos. O emprego agrícola, que pode considerar-se como geralmente sinónimo da residência em concelhos rurais, está associado apenas a uma menor frequência de agregados complexos e a uma maior frequência de solitários, mas não incide sobre as proporções relativas de agregados familiares simples e complexos. Como seria talvez de esperar, a repulsão populacional relaciona-se com as estruturas familiares exactamente como a residência em concelhos rurais (ou o emprego agrícola): mais solitários, menos agregados complexos. E a emigração diferencial de casados, por sua vez, tem o mesmo comportamento que as variáveis de que é expressão sociológica, associando-se (por definição) aos agregados não conjugais, mas também a uma menor frequência relativa de agregados familiares simples, por oposição aos complexos.

95Ao nível do continente, há assim uma certa coerência por trás do jogo das correlações, como que a sugerir a lógica de um sistema que se poderia resumir em função de duas oposições: a primeira, contrapondo o trabalho assalariado ao trabalho independente (na agricultura ou nos outros sectores), a segunda contrapondo a residência urbana (com estruturas destinadas a acolher migrantes de origem rural) à residência rural (com estruturas que reflectem a ausência de uma parte da população). Como já se referiu, duas variáveis permanecem inesperadamente à margem deste esquema explicativo: a propriedade jurídica da terra e a agricultura familiar. Seria em princípio de esperar que ambas estivessem relacionadas de maneira significativa com as estruturas familiares, pelo menos nas zonas rurais: a primeira, devido ao papel dos sistemas de sucessão e de herança, que em muitas zonas da Europa favorecem a formação dos agregados familiares complexos típicos de um sistema de família troncal; a segunda, devido ao papel desempenhado em muitas sociedades camponesas pela co-residência na organização do trabalho agrícola familiar. Mas esta questão só poderá ser aprofundada depois de analisada a configuração específica do modelo nas diferentes áreas regionais.

Quadro 4.15. Decomposição do modelo explicativo: Portugal continental

FAM1

FAM2

FAM3

FAM4

FAM5

FAM6

1 Economia agrária:

a) agricultura intensiva

~

+++

ooo

++

b) exploração directa

+++

+++

ooo

+++

c) propriedade

~

~

~

~

d) agricultura familiar

~

++

~

~

2 Peso da agricultura (emprego agrícola)

~

~

ooo

3 Relações de produção no secundário/terciário (trabalho assalariado não agrícola)

ooo

ooo

+++

ooo

4 Repulsão populacional (1951-60)

+++

~

~

ooo

5 Emigração de casados (maridos ausentes)

~

+++

ooo

+++

Capacidade explicativa do modelo (N = 229)

0,371***

0,871***

0,729***

0,545***

Correlação múltipla (R2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave:
+++/ooo/*** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,001
++/oo/** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,01
+/o/* correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,05
~ correlação não significativa (p > 0,05)
• informação insuficiente

96O quadro 4.16 mostra o comportamento do modelo no Sul do país (Alentejo e Algarve). Apenas três das oito variáveis se relacionam com a estrutura familiar de maneira significativa. Estas três variáveis são: a exploração directa da terra, o emprego agrícola (e, por extensão, a residência rural ou urbana) e a emigração de casados. No primeiro caso, trata-se, como já se referiu, de uma diferença entre concelhos algarvios e alentejanos, e no interior de cada uma dessas duas áreas a associação com as estruturas familiares não é significativa. No segundo caso — visto não estarem relacionadas com a composição dos agregados domésticos nem as relações de produção na agricultura nem as relações de produção nos outros sectores —, trata-se essencialmente da oposição cidade-campo. E no terceiro temos apenas o reflexo da emigração de casados numa maior frequência de agregados não conjugais. Em última análise, o único elemento significativo nesta área regional parece ser a variável relativa ao peso da agricultura, que reflecte a segunda das oposições já mencionadas. Ao contrário do que, no Sul seria talvez de esperar, a outra oposição, entre trabalho assalariado e independente, não parece desempenhar qualquer papel.

Quadro 4.16. Decomposição do modelo explicativo: Sul

FAM1

FAM2

FAM3

FAM4

FAM5

FAM6

1 Economia agrária:

a) agricultura intensiva

~

~

~

~

b) exploração directa

+++

~

ooo

~

c) propriedade

~

~

~

~

d) agricultura familiar

~

~

~

~

2 Peso da agricultura (emprego agrícola)

++

~

+++

ooo

3 Relações de produção no secundário/terciário (trabalho assalariado não agrícola)

~

~

~

~

4 Repulsão populacional (1951-60)

~

~

~

~

5 Emigração de casados (maridos ausentes)

~

+++

~

~

Capacidade explicativa do modelo (N = 55)

0,390**

0,615***

0,621***

0,542***

Correlação múltipla (R2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave:
+++/ooo/*** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,001
++/oo/** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,01
+/o/* correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,05
~ correlação não significativa (p > 0,05)
• informação insuficiente

Quadro 4.17. Decomposição do modelo explicativo: Estremadura/Ribatejo

FAM1

FAM2

FAM3

FAM4

FAM5

FAM6

1 Economia agrária:

a) agricultura intensiva

~

~

oo

++

b) exploração directa

~

~

~

~

c) propriedade

++

~

~

~

d) agricultura familiar

~

~

~

~

2 Peso da agricultura (emprego agrícola)

~

oo

+++

ooo

3 Relações de produção no secundário/terciário (trabalho assalariado não agrícola)

~

~

~

~

4 Repulsão populacional (1951-60)

~

~

~

~

5 Emigração de casados (maridos ausentes)

~

+++

~

~

Capacidade explicativa do modelo (N = 35)

0,533**

0,807***

0,583**

0,573**

Correlação múltipla (R2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave:
+++/ooo/*** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,001
++/oo/** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,01
+/o/* correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,05
~ correlação não significativa (p > 0,05)
• informação insuficiente

97O quadro 4.17 indica quais os aspectos significativos no modelo na Estremadura e Ribatejo: em relação à economia agrária, só a intensidade da agricultura exerce uma influência sobre a estrutura familiar; no âmbito do segundo factor, o peso da agricultura — que neste caso traduz, de forma evidente, o carácter rural ou urbano dos concelhos — também influi, mas em sentido contrário, sobre as proporções relativas de agregados simples e complexos; e no que diz respeito ao terceiro factor, a única relação significativa, que, como vimos, não tem qualquer alcance sociológico, é a que se observa entre a emigração de casados e a proporção de agregados não conjugais.

98Temos, assim, que nas duas áreas regionais do Centro e do Sul do país, do dentre as duas oposições que, ao nível do continente, estruturam a influência do modelo sobre a estrutura familiar, só é significativa a que contrapõe a residência urbana à rural. A outra oposição, que contrapõe o trabalho assalariado ao trabalho independente, na agricultura como nos outros sectores, não parece aqui desempenhar qualquer papel.

Quadro 4.18. Decomposição do modelo explicativo: Minho

FAM1

FAM2

FAM3

FAM4

FAM5

FAM6

1 Economia agrária:

a) agricultura intensiva

~

~

~

~

~

~

b) exploração directa

~

~

~

~

oo

~

c) propriedade

~

+++

ooo

+++

++

+++

d) agricultura familiar

~

++

o

~

+++

~

2 Peso da agricultura (emprego agrícola)

++

~

~

~

~

~

3 Relações de produção no secundário/terciário (trabalho assalariado não agrícola)

~

~

++

oo

~

ooo

4 Repulsão populacional (1951-60)

++

+++

oo

~

~

~

5 Emigração de casados (maridos ausentes)

~

+++

o

~

~

~

Capacidade explicativa do modelo (N = 36)

0,567**

0,963***

0,854**

0,668***

0,740***

0,773***

Correlação múltipla (R2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave:
+++/ooo/*** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,001
++/oo/** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,01
+/o/* correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,05
~ correlação não significativa (p > 0,05)
• informação insuficiente

99A situação no Minho é muito diversa. Como se pode ver pelo quadro 4.18, o modelo no seu conjunto é altamente significativo, mas ao contrário do que se passa no Centro e no Sul, a oposição que contrapõe a cidade ao campo não desempenha aqui qualquer papel. O que contribui para a elevada capacidade explicativa do modelo são as variáveis relativas à emigração (em particular, a repulsão populacional), as relações de produção nos sectores secundário e terciário e, no âmbito do primeiro factor, precisamente as duas variáveis — relativas à propriedade e à agricultura familiar — cuja influência ao nível do continente não era significativa. Parece aqui menos evidente, à primeira vista, o papel estruturante da oposição entre trabalho assalariado e trabalho independente: apesar de o trabalho assalariado no secundário e terciário estar significativamente associado às proporções relativas de agregados familiares simples e complexos (alargados), no sector agrícola a exploração directa da terra, enquanto tal, não é significativa, e têm mais importância a propriedade da terra e a agricultura familiar. Veremos adiante até que ponto estas diferenças serão conciliáveis com o modelo geral aplicável a todo o espaço continental.

Quadro 4.19. Decomposição do modelo explicativo: Beira

FAM1

FAM2

FAM3

FAM4

FAM5

FAM6

1 Economia agrária:

a) agricultura intensiva

o

~

~

~

~

~

b) exploração directa

~

++

ooo

++

+++

+++

c) propriedade

~

~

~

~

~

~

d) agricultura familiar

~

~

~

o

~

~

2 Peso da agricultura (emprego agrícola)

+++

~

~

oo

~

~

3 Relações de produção no secundário/terciário (trabalho assalariado não agrícola)

~

~

+++

oo

oo

ooo

4 Repulsão populacional (1951-60)

~

++

~

~

~

~

5 Emigração de casados (maridos ausentes)

~

+++

ooo

~

~

~

Capacidade explicativa do modelo (N = 56)

0,520***

0,864***

0,593***

0,484***

0,506***

0,611***

Correlação múltipla ( 2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave:
+++/ooo/*** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,001
++/oo/** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,01
+/o/* correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,05
~ correlação não significativa (p > 0,05)
• informação insuficiente

100Na Beira, pelo contrário (quadro 4.19), encontramos uma estruturação do modelo um pouco mais parecida à que caracteriza o continente. Mesmo se o primeiro factor, no seu conjunto, tem uma capacidade explicativa limitada, a exploração directa da terra exerce por si só uma influência muito significativa sobre as proporções relativas de agregados simples e complexos. O mesmo poderá dizer-se do trabalho assalariado nos sectores não agrícolas, pelo que a primeira oposição, que contrapõe o trabalho assalariado ao independente, parece desempenhar aqui um papel estruturante bastante claro. Menos evidente é o significado da oposição cidade-campo. Mesmo que o emprego agrícola esteja associado em termos significativos às proporções relativas de solitários e de agregados familiares alargados, as variáveis relativas à emigração pouco acrescentam à variância explicada (excepto no que diz respeito aos agregados não conjugais), pelo que o papel da segunda oposição é bastante mais reduzido.

Quadro 4.20. Decomposição do modelo explicativo: Norte Interior

FAM1

FAM2

FAM3

FAM4

FAM5

FAM6

1 Economia agrária:

a) agricultura intensiva

~

+++

oo

++

~

++

b) exploração directa

~

~

o

~

~

++

c) propriedade

ooo

~

~

++

++

++

d) agricultura familiar

~

~

~

~

~

~

2 Peso da agricultura (emprego agrícola)

++

~

~

~

~

~

3 Relações de produção no secundário/terciário (trabalho assalariado não agrícola)

~

~

++

ooo

~

ooo

4 Repulsão populacional (1951-60)

~

~

~

~

oo

o

5 Emigração de casados (maridos ausentes)

~

+++

~

~

~

~

Capacidade explicativa do modelo (N = 46)

0,352*

0,618***

0,514***

0,597***

0,353*

0,576***

Correlação múltipla (R2) entre FAMN e AGRIC INDEP INDPROP PROPFAM DENSAG TRABASS MIGTOT MIGCAS
Chave:
+++/ooo/*** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,001
++/oo/** correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,01
+/o/* correlação positiva/negativa/múltipla com p < 0,05
~ correlação não significativa (p > 0,05 )
• informação insuficiente

101Finalmente, e como se poderá ver pelo quadro 4.20, no Norte Interior encontramos ainda outra estruturação do modelo. Aqui as variáveis relativas à intensidade da agricultura e à propriedade exercem, individualmente, uma influência bastante significativa. No que diz respeito ao segundo factor, o alto nível de significância do modelo é devido essencialmente ao papel das relações de produção nos sectores não agrícolas. O emprego agrícola e a oposição cidade-campo têm, pelo contrário, um papel muito apagado.

XI

102Nas três áreas regionais do Norte encontramos, assim, uma situação quase diametralmente oposta à das áreas do Centro-Sul: ali, era a oposição entre trabalho independente e assalariado que deixava de exercer um papel estruturante, e a capacidade explicativa do modelo derivava essencialmente das variáveis associadas á oposição cidade-campo; aqui, inversamente, o emprego agrícola e os aspectos da emigração relacionados com a oposição entre concelhos rurais e urbanos têm um papel muito reduzido, e a capacidade explicativa do modelo é consequência da influência exercida sobre as estruturas familiares pelas relações de produção quer na agricultura, quer nos restantes sectores.

103Há, no entanto, uma diferença importante no que diz respeito às variáveis que se referem às relações de produção. Ao nível do continente, as que exerciam uma influência significativa sobre a composição dos agregados domésticos diziam respeito essencialmente à oposição entre trabalho assalariado e trabalho independente. No Minho e no Norte Interior, pelo contrário, as variáveis mais significativas neste contexto dizem respeito à intensidade da agricultura, à propriedade da terra ou à agricultura familiar. Mas, apesar de não se relacionarem de maneira tão linear com a referida oposição, essas três variáveis podem, sob certos aspectos, ser nela integradas.

104A intensidade da agricultura (representada neste caso pelo indicador da densidade da população agrícola) é consequência quer de factores orográficos e climatológicos que influem sobre a fecundidade dos solos, quer das formas específicas de organização da produção agrícola que esses factores permitem adoptar. No contexto do modelo, a variação atribuível às formas de organização da produção encontra-se já contemplada e controlada através das variáveis INDEP, INDPROP e PROPFAM, pelo que a influência de DENSAG sobre as estruturas familiares poderá ser atribuída quer às variações de clima e relevo (que se situam fora do âmbito do modelo), quer à existência de um excedente de mão-de-obra (relativamente ao tipo de agricultura praticado) nas explorações agrícolas. Nestas condições, embora indirectamente, não parece despropositado englobar a influência exercida por esta variável, fundamentalmente no Norte Interior, mas também na Estremadura e Ribatejo — que são, de resto, duas áreas regionais bastante diversificadas do ponto de vista das condições ecológicas —, na oposição entre trabalho assalariado e independente.

105A propriedade da terra contrapõe-se, no âmbito do modelo, à parceria e ao arrendamento. Trata-se de três formas diferentes de posse da terra e de trabalho independente na agricultura, e as correlações com as estruturas familiares da variável correspondente à propriedade só serão significativas quando estas formas de organização da produção agrícola tiverem implicações diferentes para a composição dos agregados domésticos. Neste caso, como no Minho e no Norte Interior, a exploração directa em si não exercerá uma influência significativa. Na Beira passa-se o contrário, não há diferenças entre as estruturas familiares associadas às formas diferentes assumidas pela exploração directa da terra, e só esta última variável é significativa.

106A última variável que se refere às relações de produção na agricultura traduz a importância da agricultura familiar (mais precisamente, da exploração agrícola isolada, cujos membros não fornecem nem utilizam trabalho assalariado). Trata-se, em certa medida, de uma forma extrema de trabalho agrícola independente. A variável correspondente só será significativa, contudo, em áreas regionais onde as estruturas familiares correspondentes aos isolados diferem das que correspondem à exploração directa em geral ou, mais especificamente, à propriedade agrícola. É fundamentalmente o que se passa no Minho e, embora de forma muito ténue, na Beira.

107Em qualquer dos casos, e embora a relação não seja completamente linear, podemos concluir que as associações detectadas no Norte do país não põem em causa a estruturação do modelo em função de duas oposições principais. Levantam, no entanto, uma questão suplementar: a de saber por que razão o peso das duas oposições é diferente nas áreas regionais do Norte e do Centro e Sul do país, e por que razão, no Norte do país, as variáveis abrangidas pela oposição que diz respeito às relações de produção diferem consoante a área regional e incluem duas — a propriedade e a agricultura familiar — que ao nível do continente não são significativas.

XII

108Estas diferenças na capacidade explicativa do modelo e de cada uma das variáveis nas diferentes áreas regionais poderiam dever-se não a qualquer diferença real nas relações directas existentes entre a composição dos agregados domésticos e os fenómenos a que se referem as variáveis, mas simplesmente a diferenças, de região para região, na variabilidade dos indicadores utilizados. Uma vez que as correlações estabelecem uma relação entre a variação conjunta de dois fenómenos (medida pela co-variância) e a variação total de um e de outro (medida pelo produto dos respectivos desvios-padrão), os coeficientes de correlação só permitem uma comparação do grau de associação entre dois fenómenos em contextos diferentes se a variabilidade de um e de outro for comparável nesses diferentes contextos.

109O quadro 4.21 apresenta, para o continente e para cada uma das áreas regionais, os coeficientes de variação das variáveis que correspondem, respectivamente, à estrutura familiar e ao modelo explicativo proposto.

110Em relação à estrutura familiar, há uma relativa homogeneidade entre as cinco áreas regionais: como seria de esperar, a variabilidade no espaço continental é em geral maior que em cada uma das áreas regionais, mas entre estas as principais diferenças dizem respeito à proporção de agregados familiares simples e complexos, cuja variabilidade é, respectivamente, menor no Centro e Sul do país e no Noroeste (Beira e Minho). Como se pode verificar pelo quadro 4.6, estas diferenças, que de resto não são muito grandes, não têm repercussão sobre a capacidade explicativa do modelo no seu conjunto.

  • 34 A presença de Setúbal e de Coimbra no Sul e na Beira, respectivamente, assegura uma relativa homoge (...)

111Em relação às variáveis que integram o modelo, por outro lado, com a excepção das que se referem à emigração, verificam-se algumas diferenças. A variável que corresponde ao peso da agricultura (AGRIC), como seria de esperar, apresenta maior variabilidade nas áreas regionais que contêm os dois grandes centros urbanos, Lisboa e Porto, e menor variabilidade no Norte Interior;34 mas, como se poderá verificar pelo quadro 4.11, estas diferenças não parecem ter consequências em termos do modelo. Em relação ao trabalho assalariado (TRABASS), o Sul e a Estremadura e Ribatejo apresentam-se, como seria de esperar, com maior homogeneidade do que as três áreas regionais do Norte. Inversamente, o Minho e a Beira são mais homogéneos que o Centro-Sul ou o Norte Interior no que diz respeito à intensidade da agricultura. E, por fim, a variável INDEP, relativa à exploração directa, apresenta-se com muito maior variabilidade na Beira do que no Minho, enquanto em relação à variável INDPROP, correspondente à propriedade da terra, verifica-se exactamente o contrário.

112Seria tentador, à primeira vista, atribuir a este facto o comportamento diferenciado destas duas variáveis nas áreas regionais em causa, mas no conjunto das áreas regionais não há uma relação directa entre a variabilidade e a significância destas duas variáveis. Com efeito, se é verdade que INDPROP desempenha um papel significativo nas duas áreas regionais onde a sua variabilidade é maior (Minho e Norte Interior), o mesmo não se pode afirmar em relação a INDEP. Esta apresenta uma variabilidade ainda maior no Sul, na Estremadura e Ribatejo e no Norte Interior, mas — excepto no Sul — não se relaciona de maneira significativa com a composição dos agregados domésticos nestas áreas regionais.

113De facto, se quisermos estabelecer alguma relação entre a variabilidade dos indicadores e a sua significância no âmbito do modelo, devemos encarar a questão em termos mais sociológicos que puramente estatísticos, e considerar a variabilidade dos fenómenos como uma característica efectiva de cada uma das áreas regionais. Posta a questão nestes termos, podemos observar, como já se referiu, que em relação ao trabalho assalariado (variável TRABASS) as duas áreas regionais do Sul do país são relativamente muito mais homogéneas que as restantes três. Sabe-se que esta homogeneidade corresponde a uma importância muito maior do trabalho assalariado. Da análise já efectuada verifica-se que nessas áreas, onde a proporção de trabalhadores assalariados é uniformemente elevada, as relações de produção quer na agricultura, quer nos restantes sectores não exercem uma influência significativa sobre as variações inter concelhias na composição dos agregados domésticos. Com efeito, e como vimos acima, nessas duas áreas regionais as variações nas estruturas familiares reflectem, antes de mais, o contraste entre concelhos rurais e urbanos. Nas outras três áreas regionais, a importância do trabalho assalariado, apesar de geralmente mais baixa, é muito mais variável quer na agricultura, quer nos outros sectores. Aqui, as diferenças no grau de urbanização dos concelhos têm pouca influência — excepto na Beira — sobre as estruturas familiares. Estas reflectem, antes, as variações interconcelhias quanto ao peso relativo, na agricultura e nos restantes sectores, do trabalho assalariado e independente. Em cada uma destas três áreas regionais são significativos aqueles aspectos da economia agrária cuja variabilidade é maior — no Minho, a propriedade e a agricultura familiar (INDPROP e PROPFAM); na Beira, a exploração directa (INDEP); e, no Norte interior, a propriedade e a intensidade da agricultura (INDPROP e DENSAG) — mas todos, como já vimos, podem ser considerados como reflectindo a oposição de base entre trabalho assalariado e formas de trabalho independente.

Quadro 4.21. Variáveis relativas à estrutura dos agregados domésticos e ao modelo explicativo (coeficientes de variação em %)

Quadro 4.21. Variáveis relativas à estrutura dos agregados domésticos e ao modelo explicativo (coeficientes de variação em %)

Chave: • informação insuficiente.

114Esta conclusão constitui uma resposta parcial à questão levantada na secção anterior na medida em que estabelece uma relação possível entre a variabilidade dos fenómenos a que diz respeito o modelo e a sua capacidade explicativa. Nestes termos, teríamos uma resposta possível para a falta de significância, ao nível do continente, das variáveis relativas à propriedade e à agricultura familiar. Manifestando, no espaço continental, uma variabilidade muito inferior à de INDEP, as variáveis INDPROP e PROPFAM deixariam, tal como na Beira, de exercer uma influência autónoma sobre a composição dos agregados domésticos.

115Por outro lado, podemos notar que a variabilidade de TRABASS, ao nível do continente, se situa entre os valores baixos do Centro e do Sul do país e os valores elevados das áreas regionais do Norte. Isto poderá eventualmente contribuir para explicar por que razão o modelo se estrutura no Norte do país em função da oposição entre trabalho assalariado e independente, no Centro e Sul em função do contraste entre cidade e campo e, ao nível do continente em função de ambas oposições.

XIII

116Mas esta conclusão é especulativa, como especulativa é qualquer tentativa de associar variabilidade e significância com base em tão poucos casos. Reconhecendo embora o carácter provisório de tais conclusões, podemos, no entanto, tentar apontar algumas pistas para investigações futuras.

117Da análise efectuada e das conclusões a que foi possível chegar, parece poder concluir-se que o factor principal subjacente ao modelo e à sua capacidade explicativa em relação às variações nas estruturas familiares é a prevalência, na agricultura como nos demais sectores, de relações de produção baseadas no trabalho assalariado. Nas áreas regionais em que tais relações se encontram generalizadas, as variações nas relações de produção (ou seja, a presença — minoritária — de formas de trabalho independente) não exercem uma influência significativa sobre a composição dos agregados domésticos. Essa influência só se faz sentir nas áreas em que o trabalho assalariado coexiste, em medida variável, com formas diferentes de trabalho independente, e em que estas últimas têm uma presença significativa. É como se, a partir de determinado limiar, o trabalho assalariado fosse capaz de impor a sua lógica estruturante ao conjunto das relações sociais, retirando às formas ainda existentes de trabalho independente a sua capacidade de influenciar outras esferas da vida social.

  • 35 Convém notar que as três áreas regionais em que a oposição entre trabalho assalariado e trabalho in (...)

118De facto, como se pode depreender do quadro 4.22, a capacidade explicativa das variáveis que traduzem as relações de produção não é só regionalmente diferenciada: reflecte também, e de maneira muito evidente, o nível de generalização do trabalho assalariado em si e o seu efeito estruturante sobre o tecido social. Independentemente de sua distribuição regional, é nos 68 concelhos em que o trabalho assalariado coexiste, de maneira mais significativa, com formas alternativas de organização da produção que as quatro variáveis que traduzem o efeito das relações de produção exercem uma influência generalizada e significativa sobre o sistema familiar no seu conjunto. No resto do país, de maneira variável segundo a prevalência do trabalho assalariado, esse efeito é muito mais diluído e diz respeito apenas a uma ou outra dentre as muitas relações possíveis; nos 68 concelhos em que é maior a proporção de assalariados na população activa, por fim, essa influência reduz-se a uma única correlação, que de resto poderá ter mais a ver com modelos de emigração que com a organização da produção em si.35

119No caso de Portugal em 1960, estes resultados indicam que a lógica do mercado era a tal ponto preponderante nas áreas regionais do Centro e do Sul do país que a presença do trabalho independente (na agricultura, no secundário ou no terciário) não implicava a possibilidade de formas alternativas de estruturação das relações sociais. No Norte do país, pelo contrário, a lógica do mercado coexistia com outras formas de estruturação — para simplificar, com as que correspondem à lógica de uma economia camponesa —, pelo que o peso respectivo de uma e outras se fazia sentir nos comportamentos que se encontram subjacentes aos processos de formação, evolução e dissolução dos agregados domésticos.

120Simplificando ainda mais, poderíamos dizer que nas áreas regionais do Norte o mercado e a casa eram princípios alternativos de estruturação, de cuja combinação, em determinada zona, resultava — pelo menos em parte, mas numa medida significativa — a distribuição num momento determinado dos agregados domésticos por tipo estrutural.

121Trata-se evidentemente de um lugar-comum sociológico, como os outros que foram referidos no início deste capítulo. Mas constitui também, juntamente com as outras conclusões, o ponto de chegada possível desta exploração estatística do recenseamento de 1960.

XIV

122Restam duas questões, subjacentes a todo o projecto, mas que não podem ser aqui objecto de análise específica. Uma diz respeito às eventuais implicações desta análise transversal de uma fonte recente para a nossa compreensão da história da família em Portugal. Como se indicou no início deste capítulo, são raras em qualquer país as fontes anteriores a meados do século XX que permitam uma análise multivariada como a que aqui se efectuou. Mas mesmo as informações muito mais pobres fornecidas por recenseamentos anteriores podem, quando transformadas em séries homogéneas, fornecer resultados surpreendentemente elucidativos.

  • 36 Cfr. Le Bras, 1986.
  • 37 Em 1864 e 1878, com 26 anos ou mais.

123Um dos indicadores mais sintéticos e eficazes do grau de complexidade de um sistema familiar, já utilizado noutros estudos,36 é o número médio de adultos por agregado doméstico. No contexto português, a existência de regiões caracterizadas pela emigração diferencial masculina — precisamente aquelas em que a estrutura familiar é mais complexa — aconselha a que se utilize um indicador menos sensível aos efeitos da emigração, como seja o número médio de mulheres adultas (com 25 anos ou mais)37 por agregado doméstico.

  • 38 As quatro correlações são significativas com p < 0,001.

124Este indicador, cujo cálculo ao nível concelhio é possível a partir dos dados de todos os recenseamentos portugueses desde 1864 — e mesmo, ao nível das comarcas, a partir dos dados do Censo de 1801 —, constitui uma aproximação muito aceitável aos indicadores da estrutura familiar elaborados com base na tipologia de Cambridge. Para 1960, por exemplo, as correlações entre este indicador e as proporções de agregados familiares simples e complexos (FAM3 e FAM6) eram -0,742 e +0,758, respectivamente. Nos 194 concelhos em que é possível distinguir entre agregados alargados e múltiplos, as correlações com FAM4 e FAM5 eram 0,653 e 0,669.38

  • 39 Os valores concelhios são apresentados nos quadros A. 4 e A. 5, em apêndice. Os valores para os ano (...)

125O quadro 4.23 apresenta as correlações entre os valores concelhios deste indicador, calculados com base nos dados dos recenseamentos efectuados entre 1864 e 1960. Esses valores encontram-se representados nos mapas 4.15 a 4.20, enquanto o mapa 4.21 apresenta os valores calculados por comarcas com base no Censo de 1801.39 Como se pode facilmente depreender, e apesar de todas as transformações sofridas pela sociedade portuguesa durante esses 159 anos, as suas estruturas familiares sofreram poucas modificações.

126Os mapas e as correlações dispensam comentários. Não cabe nos propósitos deste capítulo indagar acerca das razões que poderiam explicar essa continuidade. Cabe, no entanto, assinalar desde já que esta demonstração da estabilidade do sistema familiar português durante pelo menos século e meio levanta dúvidas em relação a qualquer discussão baseada na problemática da “modernização”. Por outro lado, tampouco terá sentido tentar explicá-la em termos da “inércia de factores culturais”. Com efeito, a análise efectuada com base no Censo de 1960 demonstrou que o principal factor subjacente à distribuição regional das estruturas familiares tinha a ver com o grau de subordinação das relações sociais à lógica individualista do mercado, enquanto a análise baseada nos recenseamentos anteriores mostra não ter havido modificações significativas nessa distribuição regional entre pelo menos 1801 e 1960. Será legítimo concluir ter havido uma análoga estabilidade nos factores subjacentes a essa distribuição?

Quadro 4.22. Relações de produção, estrutura familiar e generalização do trabalho assalariado: capacidade explicativa das variáveis correspondentes às relações de produção, segundo a importância do trabalho assalariado em quatro grupo de concelhos (correlações parciais)a

Exploração directa (INDEP)

Propriedade (INDPROP)

Agricultura familiar (PROPFAM)

Trabalho assalariado não agrícola (TRABASS)

A) Concelhos com menos de 53,3% de assalariados na população activa masculina (N = 68)

FAM1

~

-0,288*

~

~

FAM2

0,309*

~

0,270*

-0,371**

FAM3

-0,364**

~

~

0,451***

FAM6

0,351 **

0,269 *

~

-0,549***

σ

8,06

21,28

11,54

11,33

B) Concelhos com 56,3% a 69,7% de assalariados na população activa masculina (N = 68)

FAM1

~

-0,251*

~

~

FAM2

~

~

0,355**

~

FAM3

~

~

~

~

FAM6

~

~

~

~

σ

7,51

22,11

11,75

3,79

C) Concelhos com 69,7% a 82,1% de assalariados na população activa masculina (N = 69)

FAM1

~

~

~

0,389**

FAM2

~

~

~

~

FAM3

~

~

~

0,311*

FAM6

~

~

~

~

σ

11,58

19,03

16,42

3,77

D) Concelhos com mais de 82,1% de assalariados na população activa masculina (N = 68)

FAM1

~

~

~

~

FAM2

0,389**

~

~

~

FAM3

~

~

~

~

FAM6

~

~

~

~

σ

10,24

12,72

16,91

2,69

Chave: *** p < 0,001; ** p < 0,01;* p < 0,05;~ p> 0,05 (correlação não significativa); σ desvio-padrão.
a Para a definição das variáveis controladas, cf. quadros 4.8, 4.9, 4.10 e 4.12.

Mapa 4.15. Complexidade do sistema familiar, 1960 (mulheres adultas por agregado doméstico)

Mapa 4.16. Complexidade do sistema familiar, 1930 (mulheres adultas por agregado doméstico)

Mapa 4.17. Complexidade do sistema familiar, 1900 (mulheres adultas por agregado doméstico)

Mapa 4.18. Complexidade do sistema familiar, 1890 (mulheres adultas por agregado doméstico)

Mapa 4.19. Complexidade do sistema familiar, 1878 (mulheres adultas por agregado doméstico)

Mapa 4.20. Complexidade do sistema familiar, 1864 (mulheres adultas por agregado doméstico)

Mapa 4.21. Complexidade do sistema familiar, 1801 (mulheres adultas por agregado doméstico)

  • 40 Estudos locais isolados sugerem que, pelo menos em algumas regiões, as estruturas familiares se pod (...)

127Isso exigirá outras investigações, com outras fontes e outros métodos, baseadas em estudos de âmbito local.40

XV

128A revelação da continuidade das estruturas familiares no continente português vem colocar uma segunda, e última, questão.

129A problemática dos regimes demográficos traduz-se, no essencial, numa tentativa de reconstrução do contexto sociológico dos comportamentos demográficos e implica, em primeiro lugar, o estudo das relações entre estes e o sistema familiar. No capítulo anterior, tentou-se uma aproximação ao estudo da nupcialidade em Portugal e da sua dimensão regional na segunda metade do século XIX, com base numa análise exaustiva e conjunta dos primeiros quatro recenseamentos. Apesar de terem sido detectadas numerosas variações na articulação interna dos diferentes regimes de nupcialidade regionais, e de algumas das variáveis relativas à nupcialidade terem manifestado uma evidente configuração regional, não foi possível, por falta de dados, tentar sequer uma interpretação dos resultados. Neste capítulo, por outro lado, submeteram-se a uma análise estatística multivariada os dados desagregados relativos à estrutura familiar portuguesa em 1960 e ao seu contexto socioeconómico. Foi possível apresentar um modelo explicativo bastante eficaz, que permitiu evidenciar determinados aspectos da configuração regional do sistema familiar português e que sublinhou o papel determinante de relações de produção baseadas no trabalho assalariado para a estruturação regional desse sistema familiar.

130Com um indicador simplificado mas eficaz da complexidade do sistema familiar, foi possível documentar a estabilidade da distribuição regional das estruturas familiares em Portugal continental desde o início do século XIX. Surge, inevitável, a tentação de relacionar a análise da estrutura familiar e do seu contexto em 1960 com os dados sobre os padrões regionais de nupcialidade na segunda metade do século XIX, e de utilizar o modelo explicativo proposto neste capítulo para preencher as nossas lacunas de informação a respeito do século XIX permitindo assim uma análise dos regimes demográficos portugueses nas vésperas da transição. Um tal procedimento, apesar de sugestivo, seria evidentemente ilegítimo. Mas isto não obsta a que os resultados da análise mais recente possam, e devam, servir de enquadramento e fonte de hipóteses de trabalho para as investigações que urge empreender. Devendo ser contextuais, esses estudos terão de ser intensivos e localizados, e correm por isso o risco de serem pouco representativos. Talvez a principal implicação de carácter metodológico que se pode retirar do que aqui foi possível fazer é que esses estudos, apesar de necessariamente locais, ou talvez precisamente por isso, não podem deixar de ter uma problemática de alcance geral e carácter comparativo.

Quadro 4.23. Complexidade do sistema familiar, Portugal, 1864-1960: número médio de mulheres adultas * por agregado doméstico (matriz de correlações)

1864

1878

1890

1900

1930

1960

1864

1,000

1878

0,884

1,000

1890

0,825

0,884

1,000

1900

0,781

0,863

0,894

1,000

1930

0,664

0,742

0,771

0,825

1,000

1960

0,623

0,685

0,717

0,799

0,804

1,000

Todas as correlações são significativas com p < 0,001.
* Mulheres com 25 anos ou mais (em 1864 e 1878,26 anos ou mais).

Notes

1 Cfr., acima, capítulo 2, secções VII e VIII.

2 Cfr. adiante, secção XIII deste capítulo.

3 Cfr., por exemplo, a análise das estruturas familiares italianas, com base nos recenseamentos de 1951 e 1961, em Barbagli, 1988.

4 Os valores concelhios relativos às principais variáveis são apresentadas, em apêndice, nos quadros A.2 (estrutura familiar) e A.3 (variáveis socioeconómicas). A sua distribuição no espaço será objecto de representação cartográfica ao longo deste capítulo. As análises estatísticas foram efectuadas no Instituto Gulbenkian de Ciência e no Instituto Universitário Europeu, com versões sucessivas dos pacotes estatísticos SPSS, SPSS/PC e CSS/Statistica. Gostaria de agradecer a Maria Salomé Castelo Branco, na altura coordenadora do Serviço de Cálculo Científico do IGC, a sua ajuda e sugestões na construção inicial da base de dados.

5 Ver nota ao quadro A.3 (anexo).

6 O leitor menos interessado na metodologia adoptada para efectuar essa transformação poderá passar directamente para a secção IV.

7 Importa sublinhar que o conceito de agregado doméstico utilizado no inquérito às condições de habitação realizado em simultâneo com o censo não corresponde ao conceito de household ou ménage (que nós aqui traduzimos por “agregado doméstico”) habitualmente utilizado em análises comparativas, e que os agregados domésticos multifamiliares identificados por esse inquérito — ou seja, unidades habitacionais contendo duas ou mais famílias não aparentadas entre si — correspondem não aos agregados domésticos da categoria V da tipologia de Cambridge (“agregados familiares múltiplos”), mas à noção bem mais ampla e difusa de houseful. Cfr., para a definição de agregado doméstico utilizada nesse inquérito, o X Recenseamento Geral da População, T. VI, p. vii; para uma discussão sucinta de toda esta questão terminológica, Nunes, 1987; e para as definições originais da tipologia de Cambridge, Laslett, 1972. No seu recente estudo sobre a família e a transição demográfica em Portugal, publicado já depois de concluído o presente ensaio, Mário Leston Bandeira chama a atenção para as discrepâncias entre os seus resultados e os anteriormente publicados por nós [Bandeira, 1996: 386; Rowland, 1984], adiantando a hipótese de termos tido acesso a dados não publicados. Infelizmente, os únicos dados disponíveis são os do censo, com todas as suas limitações, e as discrepâncias apontadas devem-se apenas ao facto de o autor ter procurado completar os dados do Censo de 1960 com os do inquérito paralelo já referido, considerando que as famílias enumeradas pelo censo correspondiam apenas às categorias I a IV da tipologia de Cambridge, e que por conseguinte a categoria V (agregados familiares múltiplos) corresponderia aos agregados domésticos multifamiliares enumerados pelo inquérito [Bandeira, 1996: 356-7]. Esta confusão terminológica entre os conceitos de household (cujos membros, excepto os criados, se encontram por definição relacionados por laços de parentesco) e de houseful (que engloba dois ou mais households não aparentados entre si, mas ocupando o mesmo local) torna com efeito impossível qualquer confronto entre os nossos respectivos resultados.

8 O problema do critério a ser aplicado para distinguir, no interior dos agregados complexos, entre agregados familiares alargados (categoria IV) e agregados familiares múltiplos (categoria V) será discutido adiante. Nos casos em que não seja possível efectuar essa distinção, os dois tipos de agregado familiar complexo serão englobados numa única categoria VI.

9 O quadro inclui ainda os valores distritais da variável MIGCAS, que indica a proporção de mulheres casadas cujo marido se encontra ausente, e constitui um indicador do nível da emigração de homens casados. Como se verá em seguida, este fenómeno introduz distorções significativas na representação da estrutura familiar.

10 Segundo os critérios da tipologia de Cambridge, o agregado passaria a ser da categoria V; mas uma vez que para o Censo de 1960 a mulher casada com cônjuge ausente não constitui uma unidade conjugal, o agregado passaria a ser considerado como pertencente à categoria IV.

11 Um caso à parte é constituído por agregados de tipo I que se transformam em agregados de tipo II (sem que fiquem alteradas as proporções de agregados de tipo III e VI), em consequência de uma ou mais pessoas se terem transferido (presumivelmente de um agregado familiar complexo) para esse agregado. Uma vez que não se trata aqui da reclassificação de um agregado familiar, essas transformações não dão origem a qualquer distorção e não precisam de ser levadas em linha de conta.

12 A análise dos coeficientes parciais de regressão parece indicar, como já se referiu, que o acréscimo artificial de FAM2 deriva da reclassificação de agregados familiares simples e complexos, com um ligeiro predomínio daqueles. Isto implicaria (apesar de os dois coeficientes — 0,526 e 0,433, respectivamente — não serem em rigor comensuráveis) que as distorções resultantes do efeito conjugado da emigração de casados e dos critérios de classificação utilizados pelo censo têm um efeito reduzido sobre as proporções relativas, em cada concelho, de agregados familiares simples e complexos e, por conseguinte, sobre o alcance da análise estatística dos factores subjacentes às variações nessas proporções.

13 Trata-se dos agregados domésticos de tipos a), b) e c).

14 Na medida em que houver agregados que contenham mais que um casal, este indicador não corresponderá exactamente ao número de uniões consensuais, mas em geral, e com a exclusão da região à volta de Lisboa, onde os agregados complexos eram mais frequentes, reflectirá bastante fielmente a importância do fenómeno e a sua distribuição espacial no Sul do país.

15 Esta caracterização de estrutura familiar difere, em relação às áreas onde as uniões consensuais são frequentes, da caracterização preliminar apresentada, ao nível distrital, no nosso artigo de 1984, quando estas diferentes tentativas de correcção dos dados do censo se encontravam ainda numa fase inicial.

16 Foram escolhidas e incluídas no quadro as oito variáveis que se correlacionavam de maneira mais significativa com as variações na estrutura dos agregados domésticos. O número de variáveis correlacionadas de maneira significativa (p < 0,05) com a estrutura dos agregados domésticos é bem maior, mas a sua inclusão não só tornaria o quadro mais confuso, como pouco acrescentaria, pelo menos no contexto de uma análise de correlações simples ao nível do país inteiro, à compreensão do problema. Uma vez que os 195 concelhos em relação aos quais é possível distinguir entre agregados familiares alargados e múltiplos (tipos IV e V) se situam prevalentemente a norte do Tejo, optou-se por utilizar no quadro apenas a categoria mais ampla de “agregado familiar complexo” (tipo VI), em relação à qual dispomos de informações para todo o território continental.

17 Aqui, como no cálculo de algumas outras variáveis relativas à estrutura económica, as mulheres foram excluídas para evitar as distorções que resultam de diferenças regionais quanto à inclusão de mulheres na população activa.

18 A variável MIGCAS corresponde à diferença para 100 da relação de masculinidade dos casados nos concelhos em que essa relação é inferior a 100.

19 Aliás, como se pode ver pelo quadro 4.3, a correlação entre os dois indicadores de emigração não é significativa.

20 As correlações elevadíssimas com a proporção de agregados não familiares decorrem, como já se viu, dos critérios utilizados pelo censo, e não correspondem a qualquer realidade sociológica.

21 A variável DENSAG mede a densidade da população agrícola. Os valores iniciais (densidade da população x% da população activa na agricultura) foram em seguida logaritmizados para tornar a distribuição menos assimétrica.

22 O mesmo argumento seria válido, mutatis mutandis, para o artesanato e o pequeno comércio.

23 A correlação simples entre TRABASS e FAM4 não é significativa, mas isto deve-se ao facto de TRABASS incluir a população com actividade fora da agricultura. A correlação parcial entre TRABASS e FAM4 quando a variável AGRIC é controlada é de -0,395 (p < 0,001).

24 As variáveis foram redefinidas de maneira a reduzir a sua intercorrelação, sem prejuízo da possibilidade de as incluir, em conjunto, numa análise mais global. Foram retidas as seguintes variáveis: a proporção da população activa com profissão na agricultura (AGRIC); a proporção de independentes entre os agricultores (INDEP); a proporção de proprietários entre os independentes (INDPROP); e a proporção de isolados entre os proprietários (PROPFAM). A definição sequencial e progressivamente mais restrita das variáveis permitiu reduzir a sua intercorrelação e evitar as consequências da multicolinearidade em análises de regressão. As correlações entre cada variável e a seguinte (r AGRIC INDEP = -0,072; r INDEP INDPROP = -0,142; r INDPROP PROPFAM = +0,155) são suficientemente baixas para permitir uma análise mais adequada dos efeitos específicos de cada uma sobre a estrutura familiar, sem prejuízo do seu significado quando tomadas em conjunto. A título de exemplo, a correlação múltipla, ao nível do continente, entre FAM3 e o conjunto AGRIC, INDEP, AGFAM, AGPROP é de 0,651, enquanto a correlação múltipla entre FAM3 e o conjunto AGRIC, INDEP, INDPROP, PROPFAM é de 0,648. Os dois conjuntos de variáveis referem-se, com efeito, ao mesmo conjunto de fenómenos reais. Mas no primeiro caso a intercorrelação entre INDEP, AGFAM e AGPROP (cfr. quadro 4.3) faz com que nenhuma das respectivas correlações parciais com FAM3 seja significativa; no segundo caso, e apesar de a correlação múltipla ser sensivelmente a mesma, pode ver-se que existe uma muito significativa correlação parcial (-0,561: p < 0,001) entre FAM3 e INDEP, cujo efeito ficara diluído na primeira regressão.

25 Atendendo a que algumas variáveis não correspondem directamente aos fenómenos cuja influência interessa determinar, o que obriga à sua análise, juntamente com outras variáveis, através de correlações parciais, não teria sentido efectuar uma análise factorial formal. A lógica subjacente à análise é, no entanto, muito semelhante, pelo que se considera justificado o emprego do termo “factores” para designar os fenómenos subjacentes, em cada área regional, às variações nas estruturas familiares.

26 A proporção da variância explicada refere-se aos 229 concelhos em relação aos quais há valores válidos para todas as oito variáveis, tendo sido excluídos os concelhos em que há valores omissos para MIGTOT ou MIGCAS.

27 As cinco áreas correspondem, respectivamente, aos distritos de Faro, Beja, Évora, Portalegre e Setúbal (Sul); aos distritos de Leiria, Lisboa e Santarém (Estremadura/Ribatejo); aos distritos de Braga, Porto e Viana (Minho); aos distritos de Aveiro, Coimbra e Viseu (Beira); e aos distritos de Vila Real, Bragança, Guarda e Castelo Branco (Norte Interior).

28 Cfr. capítulo 2, nota 4.

29 No quadro 4.7 e seguintes, devido às variações no número de casos e no número de variáveis incluídas nas diferentes equações de regressão, os valores numéricos das correlações não são comparáveis entre regiões, pelo que qualquer comparação deverá basear-se no sinal e no nível de significância das correlações apresentadas.

30 Atendendo a que, como já vimos, os agregados não conjugais são em grande parte constituídos por famílias em que o marido se encontra ausente, podemos concluir que a correlação com FAM2 reflecte essencialmente a associação entre a agricultura intensiva e a emigração selectiva de homens casados.

31 Isto não significa, evidentemente, que a relação só existe no Norte Interior: mas é só nesta área regional que a variável em questão explica uma proporção significativa da variância intra-regional nas estruturas familiares. No interior das restantes áreas regionais a associação não é significativa mas visto que ela o é ao nível do continente como um todo, podemos concluir que em relação ao resto do país a associação se torna significativa devido mais às grandes diferenças entre áreas regionais que às variações no interior de qualquer delas, o que evidentemente altera o sentido que se poderá atribuir à associação entre as duas variáveis em questão. Em qualquer dos casos, no entanto, as correlações são calculadas com base na variação interconcelhia, e os níveis de significância constituem uma base válida para comparações.

32 Esta associação corresponde sobretudo a diferenças entre concelhos algarvios e alentejanos, e não se manifesta de modo específico nem no Algarve, nem no Alentejo (cfr. mapas 4.1 e 4.12). Existe ainda uma associação muito ténue (semelhante à que encontramos na Beira) com a estrutura familiar no Norte Interior.

33 Na realidade, no Minho e na Beira as correlações simples entre a variável AGRIC e as estruturas familiares são altamente significativas. Mas essas correlações tornam-se menos significativas (e no Minho perdem toda a sua significância) quando as variáveis relativas ao regime de economia agrária são incluídas na equação de regressão. Por outras palavras, as correlações simples entre AGRIC e a frequência dos diferentes tipos de agregado doméstico traduzem o efeito não do emprego agrícola em si, mas das formas específicas assumidas pelo trabalho agrícola nessas regiões.

34 A presença de Setúbal e de Coimbra no Sul e na Beira, respectivamente, assegura uma relativa homogeneidade das áreas regionais no tocante a esta variável.

35 Convém notar que as três áreas regionais em que a oposição entre trabalho assalariado e trabalho independente é significativa correspondem a 151 concelhos, enquanto no quadro 4.22 o número de concelhos em que as relações de produção exercem um efeito generalizado e significativo sobre a estrutura familiar se reduz a 68. Em parte, isto poderá atribuir-se à relativa homogeneidade dos restantes grupos de concelhos no que diz respeito à variável TRABASS (cfr. os valores dos respectivos desvios-padrão), que decorre do próprio critério de classificação utilizado. Mas os desvios-padrão das restantes variáveis não diferem significativamente entre o primeiro e os restantes três grupos de concelhos, o que reforça a nossa conclusão e indica que ela não decorre apenas de diferenças inter-regionais.

36 Cfr. Le Bras, 1986.

37 Em 1864 e 1878, com 26 anos ou mais.

38 As quatro correlações são significativas com p < 0,001.

39 Os valores concelhios são apresentados nos quadros A. 4 e A. 5, em apêndice. Os valores para os anos 1864-1960 foram calculados a partir dos censos respectivos. Os valores para 1801 foram calculados com base nos dados do Censo de 1801 reproduzidos por Fernando de Sousa [1989]. O mapa 4.21 baseia-se no mapa das comarcas no início do século XIX apresentado por Nuno Gonçalo Monteiro [1993].

40 Estudos locais isolados sugerem que, pelo menos em algumas regiões, as estruturas familiares se poderão ter mantido estáveis desde bastante antes [Rowland, 1984]; por outro lado, os dados mais recentes indicam uma certa continuidade após 1960 [Lobo, 1985; Nunes, 1987]. Cfr., no entanto, o recente estudo de Bandeira [1996], que procura analisar a evolução recente da família em Portugal como um processo de “modernização”. A título de curiosidade, registe-se que o modelo explicativo proposto neste capítulo com dados de carácter estrutural relativos a 1960 (excluída a variável MIGTOT, que se refere exclusivamente à década de 1951-60) explica 39% da variância interconcelhia dos valores do indicador de complexidade familiar em 1864, com p < 0,001. INDEP, que traduz as relações de produção na agricultura, é muito significativa (p < 0,001); TRABASS e AGRIC, que no modelo traduzem as relações de produção nos outros sectores e os efeitos da urbanização, são, como seria de esperar a mais de um século de distância, menos significativas (p < 0,05).

Table des illustrations

Légende Mapa 4.1. Solitários, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.3. Agregados familiares simples, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.4. Agregados familiares alargados, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.5. Agregados familiares múltiplos, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.6. Agregados familiares complexos, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.7. Trabalhadores na agricultura, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.8. Repulsão populacional, 1951-1960 (% da população em 1950)
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Légende Mapa 4.9. Maridos ausentes, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.10. Densidade da população agrícola, 1960 (intervalos logarítmicos)
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Légende Mapa 4.11. Trabalhadores assalariados, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.12. Agricultores independentes, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.13. Agricultores proprietários, 1960 (%)
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Légende Mapa 4.14. Agricultores isolados, 1960 (%)
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Titre Quadro 4.21. Variáveis relativas à estrutura dos agregados domésticos e ao modelo explicativo (coeficientes de variação em %)
Légende Chave: • informação insuficiente.
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Légende Mapa 4.15. Complexidade do sistema familiar, 1960 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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Légende Mapa 4.16. Complexidade do sistema familiar, 1930 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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Légende Mapa 4.17. Complexidade do sistema familiar, 1900 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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Légende Mapa 4.18. Complexidade do sistema familiar, 1890 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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Légende Mapa 4.19. Complexidade do sistema familiar, 1878 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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Légende Mapa 4.20. Complexidade do sistema familiar, 1864 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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Légende Mapa 4.21. Complexidade do sistema familiar, 1801 (mulheres adultas por agregado doméstico)
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© Etnográfica Press, 1997

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