Apresentação e análise do banco de dados do Senado Federal

No banco de dados, para o Senado Federal, os acordos, tal com aconteceu para a Câmara dos Deputados, são aqueles com maior presença. Eles representam 56,9% do total, seguidos pelas convenções (novamente igual ao que aconteceu para a Câmara baixa), que são 13,8%. Todos os outros tipos de atos não obtiveram mais de dois dígitos. Logo, as justificativas utilizadas para o caso da Câmara do Deputados também são aqui aplicadas. No Gráfico 9, vê-se as porcentagens dos outros casos.

Gráfico 9 – Tipos de matérias/projetos tramitados no Senado Federal entre 1988 e 2014 versando sobre política externa em porcentagem

Texto das Notas Reversais 0.30%

Estatuto 0.30% Projeto de Lei 0.70% Memorando de entendimento 1.60% Convênio 2% Acordo-Quadro 2.60% Protocolo 3.00% Tratado 6.30% OI 6.30% Mercosul 6.30% Convenção 13.80% Acordo 56.90% 0.00% 10.00% 20.00% 30.00% 40.00% 50.00% 60.00%

Seguindo os passos já executados na subseção 7.5.2, analisa-se os tipos de instrumentos usados pelos senadores no controle ex post facto em política externa, bem como, a possíveis relações entre a relevância do ato internacional e a atuação parlamentar, e a atuação do Executivo e a atuação dos senadores. Logo no Gráfico 10, observa-se que houve menos participação dos senadores quando comparada à dos deputados. Os primeiros se manifestaram em apenas 5,9% dos casos, enquanto que os seus pares da Câmara dos Deputados agiram em 24,2% das matérias (ver Gráfico 6).

Gráfico 10 _{– Houve atuação parlamentar no Senado Federal entre 1988 e 2014}

Sim 5.90%

Não 94.10%

0.00% 20.00% 40.00% 60.00% 80.00% 100.00%

Fonte: Banco de dados próprio a partir do site do Senado Federal

Ao desagregar os valores encontrados, chega-se aos instrumentos levados em consideração pelos senadores nas suas intervenções. Os mais utilizados por eles, que estão acima da média, foram quatro: adiamento de discussão (7), emendas, reservas e substitutivos (6), pedidos de audiência pública (5) e pareceres contrários (5). Para o demais valores, ver o Gráfico 11.

Gráfico 11 – Tipos de atuação parlamentar para o Senado Federal entre 1988 e 2014

Pela inconstitucionalidade 1

Questão de ordem 1

Voto contrário ao parecer 1

Voto de abstenção 1

Voto em separado 1

Pedido de vista 2

Pedido de informação 3

Parecer contrário 5

Pedido de audiência pública 5

Emendas, Reservas e Substitutivos 6

Adiamento de discussão 7

0 1 2 3 4 5 6 7 8

Fonte: Banco de dados próprio a partir do site do Senado Federal

No caso da atuação do Executivo, os indicadores são os pedidos de retirada de pauta e os pedidos de urgência. Os valores estão apresentados no Gráfico 12. Em números relativos, o Presidente interviu em 8,6% dos casos, em números absolutos, 26 vezes.

Gráfico 12 – Atuação do Executivo no trâmite dos atos internacionais no Senado Federal

Retirada de pauta 2

Pedido de urgência 24

0 5 10 15 20 25 30

Apesar das diferenças gritantes, no que tange a atuação parlamentar no Senado, quando comparada à Câmara, continua-se acreditando que o tipo do ato internacional irá interferir sobre a atuação parlamentar. Ou seja, quanto maior for a sua importância política (Variável Independente), maior será a chance de haver intervenção parlamentar (Variável Dependente). Ambas variáveis são dicotômicas, isto é, só possuem dois valores. No caso da independente, “0” para menor relevância política, e, “1” para maior relevância política; para a dependente, os valores assumidos são, “0” para não – não houve atuação parlamentar -, e “1” para sim – houve atuação parlamentar. Os resultados do teste qui-quadrado (χ²) seguem abaixo.

Tabela 7 – Teste qui-quadrado e exato de Fisher para as variáveis atuação parlamentar e relevância do ato internacional

Houve atuação dos senadores?

Não Sim Total

Menor 186 7 193

Relevância _{Maior 100 11 111}

do ato

Total 286 18 304

χ² = 4,994 GL = 1 Sig. = 0,025 Teste exato de Fisher = 0,041 Fonte: Banco de dados próprio a partir do site do Senado Federal

Como visto na Tabela 7, com uma significância de 0,025 para o teste qui-quadrado e 0,041 para o teste exato de Fisher, também se pode rejeitar a hipótese nula de que há independência entre as amostras, e aceitar a hipótese de que há uma associação entre os grupos. Com essa etapa concluída, foi possível rodar o modelo logístico com o objetivo de saber em que medida a variável independente tem impacto sobre a dependente. A partir das análise efetuadas nas Tabelas 8 e 9, as conclusões a que se chega são: 1) O modelo está bem ajustado, visto que o teste Omnibus deu significativo a um nível de 0,029, ou seja, a variável dependente está de fato relacionada com a variável independente; e 2) Que um ato internacional com maior relevância política tem 2,92 mais chances de sofrer a atuação dos senadores a um nível de significância de 0,032, ou, em outras palavras, que a probabilidade de um ato mais relevantes ter intervenção parlamentar é de 192,3% (2,923-1*100) quando comparado ao grupo dos menos relevantes.

Tabela 8 – Coeficientes de modelo Omnibus

χ² gl Sig.

Modelo 4,766 1 0,029

Tabela 9 – Modelo logístico para a VI “relevância do ato” no Senado

B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Relevância

1,073 0,499 4,617 1 0,032 2,923

do ato

Constante -3,280 0,385 72,570 1 0,000 0,038

A segunda hipótese, dessa subseção 7.5.3, testa a relação entre a ação do Executivo (VD) e a atuação dos senadores (VI). Devido ao pequeno número de casos em que houve intervenção dos senadores, apenas, 5,9% das situações, acredita-se, com ressalvas, que o Executivo também utiliza os instrumentos que possui para fazer os projetos de seu interesse tramitarem mais rapidamente/serem aprovados no Senado Federal. As duas variáveis são dicotômicas, isto é, só possuem dois valores. No caso da independente, ela recebeu “0” quando não houve atuação dos senadores, e, “1” para quando houve atuação; para a dependente, os valores assumidos foram, “0”

para não – não houve atuação do Executivo -, e, “1” para sim – houve atuação do Executivo.

Como pode-se constatar na Tabela 10, há uma célula, em especial, com apenas 4 casos dispostos. Por esse motivo, ao invés do qui-quadrado de Pearson, resolveu-se atentar para o teste exato de Fisher, que não faz restrições quanto ao tamanho da amostra de cada célula.

Tabela 10 - Teste exato de Fisher para as variáveis atuação do Executivo versus atuação dos

senadores

Houve atuação do Executivo?

Não Sim Total

Não 264 22 286

Houve atuação dos _{Sim 14 4 18}

senadores?

Total 278 26 304

Teste exato de Fisher Sig. = 0,056

Fonte: Banco de dados próprio a partir do site do Senado Federal

Se for mantido o mesmo p-valor utilizado até o momento (0,05) como parâmetro, para o caso da Tabela 10, não será correto rejeitar a hipótese nula que indica independência estatística entre o conjunto de dados. Contudo, alguns trabalhos também aceitam um p-valor até 0,1 (ARSHAM, 1988), alertando que aumentam as chances da relação ser devida ao acaso, porém, ainda se tem sugestivas evidências contra a hipótese nula. Seguindo esse conselho, será aceita a hipótese de trabalho de que há uma associação entre as variáveis. Porém, essa decisão deverá ter consequências nas próximas etapas. Nas Tabelas 11 e 12, encontram-se os resultados do teste Omnibus e da regressão logística.

Tabela 11 – Coeficientes de modelo Omnibus

χ² df Sig.

Modelo 3,385 1 0,066

Tabela 12 _{– Modelo logístico para a VI “atuação dos senadores”}

B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Atuação do

1,232 0,609 4,096 1 0,043 3,429

Executivo

Constante -2,485 0,222 125,395 1 0,000 0,083

A partir das Tabelas (11 e 12) acima, pode-se concluir que: 1) A partir do teste Omnibus, o modelo só se encontraria bem ajustado caso se tivesse como parâmetro o p-valor de 0,1, caso contrário, não seria sensato rejeitar a hipótese nula de que a relação entre a VD e a VI são fruto

do acaso. Como é a segunda vez que o p-valor aparece maior que 0,05, vamos aceitar a hipótese nula que versa sobre a existência de independência entre as variáveis e, assim, os resultados da regressão logística na Tabela 12 não possuem suporte estatístico.