Revista
Población y Salud en
Mesoamérica
Volumen
18, número 1 |
julio-diciembre 2020
DOI:
https://doi.org/10.15517/psm.v18i1.40350
Estrato
sociodemográfico
y patrones relacionados con la primera unión o la primera maternidad en
México,
2018
Sociodemographic
strata and patterns related to the first union and first motherhood in
Mexico,
2018
Elsa
Ortíz-Ávila[1]
Resumen:
Introducción:
Eventos como la primera unión o la primera maternidad son
acontecimientos
claves que marcan la transición a la vida adulta de las mujeres, por lo
que el
objetivo de este trabajo fue investigar las pautas de formación
familiar de dos
generaciones de mujeres en México, según el estrato sociodemográfico. Metodología:
Para este estudio, se analizaron los datos de la Encuesta Nacional de
la
Dinámica Demográfica de 2018. Inicialmente, se estudia la intensidad y
el
calendario de los dos eventos mediante el análisis de supervivencia.
Finalmente, para determinar si el estrato sociodemográfico está
asociado a la
ocurrencia del calendario de los dos eventos se ajusta un modelo de
riesgos
proporcionales de Cox. Resultados: Se observa que las mujeres
nacidas
entre 1984 y 1988, pertenecientes a los estratos sociodemográficos más
bajos,
tienen los mismos comportamientos demográficos que aquellas mujeres del
mismo
estrato que nacieron veinte años antes. Es importante señalar que las
que
pertenecen a los estratos más altos han postergado la entrada de estos
dos
eventos, tan importantes desde la perspectiva social y cultural de
México. Conclusiones:
Las pautas de los comportamientos demográficos relacionados con la
formación de
la familia en México ratifican que es un país con pautas culturales,
sociales y
familiares bien establecidas, que aún en las generaciones más jóvenes
se siguen
transmitiendo. Por lo que es de suma importancia seguir estudiando más
afondo
el tema de la estabilidad del calendario y la intensidad de la primera
unión o
la primera maternidad.
Palabras
clave:
Formación
familiar, cohortes, calendario, intensidad, México.
Abstract:
Introduction: The first union and the first motherhood are key events
that start the
women's transition to adulthood, so that the aim of this paper is
investigating
the family formation´s patterns in Mexico, specifically in the first
union and
the first maternity of two women´s generations, analyzing quantum and
tempo
according to the sociodemographic stratum. Methodology: This
study
analyzes the National Survey of Demographic Dynamics of 2018.
Initially, the
two events’ quantum and tempo are studied by the survival analysis.
Finally, to
determine if the sociodemographic stratum is associated with the
occurrence of
the calendar of events, two Cox proportional hazards models are
adjusted. Results:
It can be observed that women born between 1984 and 1988, located among
the
lowest sociodemographic strata have the same demographic behaviors as
those
women of the same stratum who were born twenty years earlier. It is
important
to see that those women who belong to the highest strata have postponed
the
entry of these two events, so important from the social and cultural
perspective of Mexico. Conclusions: The demographic behavior’s
patterns
related to family formation in Mexico ratify that this is a country
with very
established cultural, social and family behavior standards, that even
in the
younger generations these patterns continue to be transmitted.
Therefore, it is
very important to continue analyzing the tempo and the quantum of the
first
union and the first motherhood.
Keywords: Family formation, cohorts, tempo, quantum, Mexico.
Recibido:
14 ene, 2020 | Corregido: 07 may,
2020 |
Aceptado 15 jun, 2020
1.
Introducción
Durante la segunda mitad del siglo pasado, los comportamientos
demográficos de
las mujeres se han
venido modificado
en analogía
con los de sus madres o abuelas. Detonantes de estas
transformaciones han
sido las nuevas
oportunidades educativas,
la mayor incorporación laboral,
el mejor avance
del uso de métodos
anticonceptivos y la continua aprobación
social de la cohabitación y del divorcio
entre las mujeres más
jóvenes. Entre las principales
consecuencias de estos
cambios demográficos,
sociales y económicos
de las mujeres han
supuesto
cambios en la transición a la vida
adulta, la formación
familiar y
las tasas de fecundidad
(Comisión Económica
para América
Latina y el Caribe [CEPAL], 2005; Ryder, 1964; Mason, 1997).
Al referirse a la transición a la vida
adulta, se acostumbra
considerar cinco
eventos que en
marcan este
proceso en el curso de vida de
las personas. Estos eventos
son la salida de la educación,
el primer
empleo, la emancipación,
el
inicio de la primera
unión y primera
maternidad (Mora-Salas y Oliveira, 2009).
Por lo tanto, la primera unión y primera maternidad se han
visto como eventos
claves que enmarcan el inicio de la formación
familiar
de las mujeres jóvenes
desde la demografía
o en general de las ciencias
sociales.
Estudios sociales han demostrado que
el calendario y la
intensidad de estos
dos eventos pueden
estar influenciados
por factores como
la expansión educativa,
el área de residencia, aspectos culturales
y el contexto económico
de la mujer, entre otros
(Oliveira y Mora-Salas, 2008; Aparicio, 2014; Gayet
y Szasz, 2014; Mier, 2014; Rabell y Gutiérrez, 2014; Solís y Ferraris,
2014; Zavala,
2014). En América Latina, estos
dos eventos suelen
ocurrir a una edad
más joven en
comparación con la que ocurren
en Europa y, en
general, no
se han observado
mayores cambios
en su calendario
e intensidad en
10 años (Ortíz-Ávila,
2015).
En México la situación no ha sido
muy diferente
a la del continente y es hasta después del
2000 que se observó el primer cambio
en la edad
media de la primera unión,
pasando de 21.6 a 22.2 años
entre
1980 y 1990 (Parrado y Zenteno, 2005;
Samuel y Sebille, 2005). Dicho cambio no es
mayor a medio año de
retraso, pero rompe con la persistencia
transcurrida durante
las décadas pasadas.
Del mismo modo, se observa
que la edad mediana
a la primera maternidad
para las mujeres nacidas
entre 1951 y 1953
fue de 20 años,
mientras que para las nacidas
entre 1978 y 1980 aumento a 21.0 años
(Páez y Zavala, 2017). México es un país con una heterogeneidad
interna muy alta
en ciertos patrones demográficos,
como los relacionados
con la formación familiar.
Uno
de los argumentos más establecidos en la literatura demográfica es que
las desigualdades sociales y económicas ayudan a definir en el proceso
de
transición a la adultez (Oliveira y Mora-Salas, 2008). Se ha revisado
en la
literatura cómo las mujeres que se encuentran en situación de mayor
vulnerabilidad o incertidumbre de recursos económicos han transitado
por la
primera unión y primera maternidad a una edad más temprana en
comparación con
aquellas que pertenecen a estratos más aventajados. Del mismo modo, las
proporciones finales de ocurrencia de estos eventos también son mayores
para
las mujeres de los estratos menos favorecidos. Estas situaciones
indican que
existe una relación entre el estrato socioeconómico, el calendario y la
intensidad de eventos como la primera unión y primera maternidad
(Echarri y Pérez-Amador,
2007; Oliveira y Mora-Salas, 2008; Solís, Gayet
y
Juárez, 2008).
Por lo que el objetivo de este trabajo es analizar las pautas
de formación familiar en
México, en específico
en el análisis
de la primera unión
y primera maternidad
de dos generaciones de mujeres, unas nacidas entre 1964 y 1968
(entre 50 y 54 años) y otras
nacidas entre 1984 y 1988 (entre 30 y 34 años), buscando principalmente cambios
en la intensidad
y el calendario según
el estrato sociodemográfico
al que pertenece el hogar
de dichas mujeres.
Para este estudio,
se analizaron los datos
de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica
de 2018 (ENADID-18).
2.
Antecedentes
Antes del año 2000, se apreciaba una
notable inmovilidad de la edad
de entrada a la primera unión
y a la primera maternidad
(Echarri, 2004; Rosero,
2004;
Di-Cesare, 2007). Incluso se percibía
una anticipación en
la edad de estos
eventos,
aún en las mujeres con niveles
educativos más
altos (Esteve, López y Skijper, 2013).
Es
contradictorio ver que las mujeres en México viven en un contexto de
cambios de carácter demográfico, en donde existe una conjugación de
factores
como una fecundidad cercana al reemplazo (2.1 hijos por mujer), un
importante
aumento del nivel educativo de las mujeres, una mayor participación
laboral de
las mujeres, entre otras transformaciones relacionadas con su ciclo de
vida y
la toma de decisiones familiares en torno a sus expectativas,
vinculadas con
patrones de formación familiar temprana (Aparicio, 2014; Gayet
y Szasz, 2014; Mier, 2014; Rabell y
Gutiérrez, 2014;
Solís y Ferraris, 2014; Zavala, 2014).
De tal
manera que, se puede
decir es que esta
estabilidad en
la edad a la que ocurren
eventos como
la primera unión
y primera maternidad
se atribuyen principalmente
a la elevada incidencia
de la pobreza y la desigualdad
en la región,
que se conjugan con el bajo nivel educativo
para grupos importantes
de población en
América Latina y el Caribe (Korzeniewicz y
Smith,
2000; CEPAL, 2008).
Esta particularidad de los grupos
socioeconómicos más
pobres no solo se ve
reflejado en
una fecundidad a edades
jóvenes más alta,
sino que también
en una marcada
vulnerabilidad en
materia de fecundidad
en general (Pantelides,
2004;
Rodríguez, 2005; Di-Cesare y Rodríguez, 2006). Aunque
la experiencia de países
del este de Europa sugiere
que niveles muy
bajos de fecundidad
son posibles incluso
con edades relativamente
tempranas al primer hijo,
de acuerdo con la Organización
de
las Naciones Unidas
(Organización de las Naciones
Unidas [ONU], 1999). En
América
Latina las condiciones socioeconómicas
son excepcionales y difícilmente
comparables con las de Europa, por lo que investigadores como
Rosero (2004) no creen
que en Latinoamérica
se lleguen a presenciar
niveles bajos
de fecundidad en
edades
jóvenes. Lo anterior, debido
a la enorme brecha
entre
las expectativas y las realidades
económicas que sufren
las mujeres de esta
región.
En investigaciones cuantitativas
se ha observado que existe
una relación inversa
entre
el estrato socioeconómico
y
la transición a la vida
adulta. En un estudio
realizado en
México con datos de la Encuesta Nacional de
la Juventud (ENJUVE) del año 2000, se observa cómo las mujeres de entre 15 y 29 años,
pertenecientes a los estratos
medios-altos, permanecen
por un tiempo más
largo en la escuela,
obtienen niveles
de escolaridad mucho
más altos, participan
en mayor proporción
en el mercado laboral,
desvinculan en
mayor medida la relación
entre la sexualidad y la fecundidad, se unen,
y tienen hijos
a edades más tardías que aquellas
mujeres que pertenecen
a los estratos más
bajos. Del mismo
modo, las transiciones a la
primera relación
sexual, a
la salida de escuela,
al mundo laboral,
a la primera unión
o
a la primera maternidad
de
las mujeres de estratos
más bajos ocurren,
en general, a edades
más tempranas
(Oliveira y
Mora-Salas, 2008). En otro
estudio que utilizó
la ENJUVE como fuente
de información, se encontró
una relación inversa
entre la situación socioeconómica
y la
entrada en la unión
y el matrimonio, ya
que las mujeres que tienen
entre 15 y 29 años y que viven en una situación más desahogada retrasan
este tipo
de eventos en
comparación con aquellas
que viven en circunstancias
de carencias económicas
(Echarri y Pérez-Amador, 2007).
Reforzando las investigaciones anteriores, un trabajo que
utilizó como
fuente de información la Encuesta Nacional sobre Niveles de Vida de los
Hogares
(2002), muestra evidencia de que en México coexisten dos tipos de
mujeres según
sus patrones reproductivos. Un grupo, el cual todavía no es mayoritario
y al
cual pertenecen mujeres de sectores sociales medios y altos, se
caracteriza por
experimentar periodos más largos de vida sexual sin estar formalmente
unidas y,
por lo tanto, postergan la primera unión o primera maternidad. Otro
grupo de
mujeres con mayor peso dentro de la población continúan con patrones
tradicionales y tempranos en cuanto a su vida sexual y formación
familiar
(Solís et al., 2008).
Finalmente, un trabajo muestra las diferencias en cuanto
al tiempo en
años entre la edad media de la primera relación sexual y la primera
unión,
según el estrato socioeconómico de las mujeres analizadas por la
Encuesta
Nacional de Salud Reproductiva de 1998. Es decir, pasan un mayor número
de años
entre la edad media de la primera relación sexual y la primera unión
para las
mujeres de los estratos medio y alto en comparación con las de los
estratos
bajo y muy bajo. De la misma forma, refuerza que las mujeres de los
estratos
más altos postergan estos dos eventos en relación con las mujeres de
los
estratos más bajos (Szasz, 2008).
Respecto a investigaciones cualitativas
se puede decir
que los resultados no son tan diferentes.
En un trabajo realizado en dos ciudades de México, se estudiaron
mujeres de entre 15 y 24 años.
En un primer grupo
las mujeres vivían
en contextos populares
y, en un segundo,
mujeres que vivían
en entornos de
clase social media-alta
(Stern,
2004). La gran mayoría de los padres y las
madres de las mujeres
de los contextos populares
finalizaron apenas
la educación primaria
y ellas concluyeron
la educación secundaria.
Sus aspiraciones estaban
asociadas con trabajar
para comprarse ropa
mientras conocían
a alguien para casarse
y tener hijas
e hijos.
En general, se casan
a los
20 años y una proporción
pequeña de ellas
aspiran a estudiar
una carrera. En
los contextos de clase
media-alta la situación
es diferente, las jóvenes
reciben una importante
presión social para terminar
su carrera universitaria,
mantenerse solteras
y sus aspiraciones están
mayormente dirigidas
a la realización personal y profesional;
no a contraer matrimonio
o tener hijos
(Stern, 2004). Otro estudio cualitativo hecho en la Ciudad de México muestra cómo
las mujeres que
viven en contextos de pobreza y vulnerabilidad configuran al embarazo
como un
evento simbólico que es capaz de reconfigurar su proyecto de vida, el
cual
logra fortalecer su identidad. Según este estudio, para estas mujeres
el tener
un reconocimiento social está más relacionado con el ser madre que con
el ser
estudiante o profesional (García, 2004). En esta misma línea de
investigación,
un estudio mixto para Uruguay describe cómo las mujeres embarazadas en
la
adolescencia provenientes de contextos con falta de oportunidades no
logran ver
el enorme costo social de lo que significa ser madre a tan temprana
edad. Por el
contrario, estas mujeres perciben que ser madres tan jóvenes las eleva
en la
posición del hogar, ya que las ubica en el rol de adultas madres. Este
papel se
percibe más beneficioso a corto plazo que seguir en el sistema
educativo
durante toda la juventud (De-Rosa, Doyenart, Lara y
Varela, 2016).
3.
Metodología
3.1
Enfoque
del estudio
El
tipo de enfoque
de la investigación es cuantitativo y descriptivo, basado en que, a
pesar de
que la ENADID-18 es una encuesta de tipo transversal, hace preguntas
referentes
a las fechas (mes y año) en que ocurrieron tanto la primera unión como
la
primera maternidad. Lo que permite hacer un análisis longitudinal e
identificar
la transición de estos eventos.
3.2 Fuente de información
Esta
ENADID fue
levantada entre agosto y septiembre de 2018 y forma parte de la serie
de
encuestas transversales de fecundidad realizadas en México. Es
representativa
en los ámbitos rural, urbano y por entidad federativa. La encuesta
tiene por
objetivo actualizar la información estadística relacionada con el nivel
y el
comportamiento de los componentes principales de la dinámica
demográfica, como
lo son la fecundidad, la mortalidad y la migración. Además, otros temas
que
tienen relación con la dinámica de crecimiento de la población y las
preferencias reproductivas, salud maternoinfantil
y
formación familiar. La ENADID se aplicó a 108 439 mujeres de entre 15 y
54 años
y la información que proporcionaron estas mujeres para
la
encuesta es tratada en todo momento como
estrictamente confidencial por el
INEGI.
3.3 Procesamiento de análisis
Se
inicia el estudio descriptivo con el cálculo de la intensidad y el
calendario de los dos eventos, mediante el análisis de supervivencia.
Para
examinar las diferencias en el calendario y la intensidad de la
formación de
una familia, se calcula con la ayuda de tablas de vida la proporción
acumulada
de la ocurrencia de cada evento y se estiman dos indicadores:
·
El primer indicador es la
edad mediana de la ocurrencia del evento. La edad mediana es un
indicador de
calendario y se refiere, en este contexto, a la edad a la que el 50.0 %
de la
población inicial no ha hecho la transición al evento.
·
El segundo es la proporción
de mujeres que no han pasado por el evento a los 30 años. La proporción
de
mujeres que a los 30 años no han vivido el evento es un indicador de
intensidad
y se refiere al porcentaje de mujeres que a los 30 años todavía no se
habían
unido o no habían concebido por primera vez.
En
este estudio se
analizan dos cohortes de nacimiento de mujeres: (1) las nacidas entre
1964 y
1968, las cuales al momento de la encuesta tenían entre 50 y 54 años y,
(2) las
nacidas entre 1984 y 1988. Esta últimas nacieron 20 años después y, por
lo
tanto, tenían entre 30 y 34 años en el 2018.
Para
estudiar si el
estrato sociodemográfico del hogar al que pertenecen las mujeres está
asociado
con la varianza observada al calendario de los eventos, se ajusta un
modelo de
riesgos proporcionales de Cox (1972). En otras palabras, se analiza si
el estrato
como factor acelera o retarda la ocurrencia de ambos eventos. Del mismo
modo,
la regresión de riesgos proporcionales combina el análisis de tablas de
vida y
el de una regresión, ya que toma en cuenta tanto la influencia que
tiene el
estrato en la ocurrencia de los dos eventos, como las diferencias en la
exposición al riesgo de los individuos en cada edad.
El
modelo de regresión de Cox está definido por la siguiente función:
H(t) = H0(t) * e (X1* β1+ X2* β2+ Xk* βk)
Donde:
[H(t)] |
Función
de riesgo (hazard ratio) de que el evento
ocurra al tiempo t |
[H0(t)]
|
Función
de riesgo base al tiempo t. Es decir, h0(t) es el
riesgo cuando todas las variables Xk son
iguales a 0 |
[Xk] |
Variable
predictora k |
[βk]
|
Vector
de parámetros p-dimensional |
La
función matemática del riesgo relativo (r.r)
es la siguiente:
Los
r.r corresponden a medidas de asociación
para variables nominales dicotómicas. En este sentido, el efecto de una
variable x se valora con el exponente eβ, que es el
factor por el cual se multiplica el riesgo relativo cuando la variable x
se incrementa en una unidad y las demás variables permanecen
constantes. La
interpretación del r.r se puede hacer de
la siguiente
manera:
r.r=1 |
Indica
que no hay diferencia entre estar estudiando o no en la ocurrencia del
evento; |
r.r>1 |
Muestra
que existe una influencia positiva, es
decir, que estar estudiando se asocia con mayor probabilidad de
ocurrencia del evento; |
r.r<1 |
Revela
que existe un impacto negativo, o que estar estudiando es un factor de
menor riesgo, y por lo tanto es un factor protector. |
Es
evidente que no todas las mujeres transitan por todos los estados, no
solo por la intensidad, sino como en todo análisis donde la variable
dependiente es el tiempo de supervivencia de algún acontecimiento, se
debe
tener en cuenta la existencia de casos censurados. En este análisis, se
censuraron los casos en que las personas no presentaban el evento al
momento de
la encuesta, pues contribuyen con información parcial sobre la
ocurrencia del
suceso.
3.4
Variables
La
variable dependiente para el ajuste de los modelos es la primera
maternidad o la primera unión, adaptadas para el análisis de
supervivencia. Es
decir, se incluye una variable que represente el tiempo (edad a la
ocurrencia
del evento y la edad al momento de la encuesta para los casos en que
aún no
haya ocurrido evento), y otra el estatus del evento (1 cuando acontece
el
evento y 0 cuando es un dato censurado). A partir de los datos de la
encuesta,
en este trabajo se considera que una mujer está en una primera unión
cuando
esta respondió que comenzó la convivencia con su pareja por primera
vez, ya sea
mediante una unión consensual o un matrimonio. La primera maternidad
está
relacionada con las observaciones de mujeres que tienen ya un primer
hijo
nacido vivo antes de la fecha del levantamiento de la encuesta. Las
variables
independientes que se utilizan para el ajuste del modelo son la cohorte
de
nacimiento de las mujeres, dividida en dos categorías y el estrato
sociodemográfico dividido en 4 categorías (Tabla 1).
Variables
para el modelo de regresión de Cox
Transición
a la primera unión |
|
Tiempo |
Estatus |
Edad
a la primera unión |
1,
ocurre la primera unión |
Edad
al momento de la encuesta |
0,
dato truncado |
Transición a la primera maternidad |
|
Tiempo |
Estatus |
Edad
a la primera maternidad |
1,
ocurre la primera maternidad |
Edad
al momento de la encuesta |
0,
dato truncado |
VARIABLES
INDEPENDIENTES |
|
Cohorte
de nacimiento |
1,
1964-1968 2,
1984-1988 |
Estrato
sociodemográfico |
1,
Bajo 2,
Medio-bajo 3,
Medio-alto 4,
Alto |
Fuente:
Elaboración
propia,
2018.
Según
la información metodológica de la ENADID, el estrato
sociodemográfico es un acercamiento a las carencias físicas y de
equipamiento
del hogar, así como el acercamiento a factores relacionados con el
nivel
educativo y ocupación de los miembros del hogar. El indicador de
estrato
sociodemográfico de este estudios se tomó del Instituto Nacional de
Estadística
y Geografía de México (INEGI). Los estratos se construyen mediante una
selección de variables representativas de los estimadores propios de
las principales
encuestas que realiza el INEGI. Después, se hizo una selección objetiva
mediante un análisis de factorial obteniendo 4 subconjuntos: nacional,
urbano
alto, complemento urbano y rural. El conjunto de viviendas se divide en
subconjuntos no traslapados, cada subconjunto se le denomina estrato; a
partir
de este proceso se obtienen los subconjuntos de viviendas que se
clasifican
como bajo, medio bajo, medio alto y alto. Para la creación de los
estratos se
emplearon indicadores de dos niveles de análisis: población y vivienda.
Los
indicadores de población se dividen en cuatro rubros: derechohabiencia,
asistencia escolar por grupos de edad y población analfabeta, y
población
económicamente activa y ocupada. Respecto a los indicadores de vivienda
son
para conocer si cuentan con los principales servicios y los que tienen
aparatos
electrónicos de uso cotidiano.
4.
Resultados
Calendario
de la formación familiar, curvas de supervivencia por cohorte
de nacimiento en México, 2018
Fuente:
Elaboración
propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica
Demográfica, 2018.
Respecto
a la primera unión, se observa
que las mujeres nacidas en la cohorte de nacimiento de 1964-1968
tuvieron su
primera unión a la edad mediana de 21.8 años, mientras que las de la
generación
más joven, la tuvieron a los 22.0 años. Lo que significa una diferencia
de 0.2
años (menos de 3.0 meses) entre generaciones.
Esta
situación de estabilidad es más
marcada para la edad mediana a la primera maternidad, pues la edad no
ha
cambiado entre cohortes de nacimiento, para ambas se sitúa en torno a
los 22.0
años. La intensidad es otra dimensión que aporta información relevante
del
comportamiento de entrada en unión de las mujeres. Así, una vez
analizado el
calendario de la primera unión o la primera maternidad, se analiza el
porcentaje de mujeres que a los 30.0 años no han tenido una primera
unión o no
han sido madres por primera vez, observando las diferencias por cohorte
de
nacimiento. En congruencia con los resultados anteriores, alrededor de
un 20.0
% de las mujeres de ambas generaciones no han tenido una primera unión
a los
30.0 años. Si se observa que la edad a la primera unión y la proporción
de
mujeres no unidas por primera vez a los 30.0 años es la misma para las
dos
generaciones analizadas, se puede decir que esto muestra una
estabilidad de los
patrones de la primera unión a través del tiempo.
Respecto
a la primera maternidad, se
observa en contraste con la primera unión, que hay una pequeña
diferencia,
donde el 17.0 % de las mujeres más jóvenes no habían tenido un primer
hijo a
los 30.0 años, en comparación con el 15.0 % de las mujeres de mayor
edad. Esto
significa que hay 2.0 puntos porcentuales (p.p.) menos de mujeres que
no tienen
un primer hijo a los 30.0 años, lo cual puede verse asociado a que cada
vez
menos mujeres son madres a esa edad. La idea de encontrar diferencias
según la
cohorte de nacimiento por estrato socioeconómico se puede estudiar en
los
siguientes resultados.
Al
observarse los 4
estratos, las pequeñas diferencias se enmarcan fundamentalmente entre
las
mujeres de los dos estratos más altos. Son casi 2.0 años de
postergación de la
primera unión entre la cohorte de nacimiento de 1964 a1968 y la de 1984
a 1988
tanto para el estrato medio-alto como para el estrato alto. Por otro
lado, en
el estrato medio-bajo el calendario permanece igual en ambas
generaciones,
mientras que en el estrato bajo se ve una anticipación de las mujeres
de la
cohorte de nacimiento más joven de 0.8 años, en comparación con la
generación
de 1964 a 1968 (Figura 2).
Figura
2
Calendario
de primera unión, curvas de supervivencia por estrato sociodemográfico
y cohorte en México, 2018
Fuente:
Elaboración
propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica
Demográfica, 2018.
Centrándose
en la idea de que los cambios más importantes solo se observan
entre los estratos más altos, se justifica entonces que la proporción
de
mujeres que a los 30.0 años no se habían unido, sea mayor entre las
mujeres más
jóvenes que entre las de mayor edad. Para el estrato más alto, las
diferencias
generacionales son de alrededor de 4.0 p.p. (27.0 % en las nacidas
entre 1984 y
1988 y 23.0 % para las de 1964 a 1968); mientras que para el estrato
más bajo
ocurre lo contrario, es decir, que a los 30.0 años las mujeres más
jóvenes se
unen por primera vez aproximadamente 2.0 p.p. más que las mujeres de
mayor edad
(16.0 % en las nacidas entre 1984 y 1988 y 14.0 % para las de 1964 a
1968). La
situación observada con la primera unión se vuelve más específica con
la
primera maternidad (Figura 3).
Calendario
de primera maternidad, curvas de
supervivencia por estrato sociodemográfico y cohorte en México, 2018
Fuente:
Elaboración
propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica
Demográfica, 2018.
Es decir, es el estrato más alto el
único que presenta
cambios importantes
en el calendario
del nacimiento del
primer hijo (1.7 años)
por cohorte de nacimiento.
Las gráficas de los estratos
más bajos presentan
la misma forma, sin cambios
importantes o evidentes
visualmente.
Por otro lado, el porcentaje
de mujeres que no son madres
a los 30.0 años muestra
diferencias por cohorte
de nacimiento en
casi
todos los estratos.
Estos cambios siguen
siendo más grandes conforme aumenta la posición
del estrato. En
el caso del medio-bajo existe un aumento
de 2.0 p.p de las mujeres
nacidas entre 1984 y 1988
que no son madres por primera
vez a los 30 años,
(15.0 %)
en comparación
con las mujeres de la cohorte
de 1964 a
1968 (13.0 %). Esta diferencia
se convierte en
6.0 p.p en el
estrato
medio-alto y de 10.0 p.p en
el estrato alto. Lo anterior, quiere
decir que el 33.0 % de las mujeres
nacidas entre 1984 y 1988 no han
sido madres a
los 30.0 años (Figura
3). Esto reafirma
lo descrito para la primera
unión. Se puede
inferir que cada
vez más las mujeres jóvenes tienen la elección de no ser madres
a temprana edad
y que esta decisión,
de alguna manera,
está vinculada
con los estratos sociodemográficos
más altos.
El riesgo relativo de unirse
por primera vez
se mide en
este caso con
un modelo simplificado,
reducido a estudiar
las diferencias entre cohortes
de nacimiento (Tabla
2). De esta manera,
se obtiene un resultado
muy similar al que se obtuvo
con
el análisis del calendario
y la intensidad. En
los modelos 1a y 1b de la Tabla 2, se
puede observar
que el riesgo relativo
no es significativo, lo que quiere decir que no
existen diferencias
significativas para
las mujeres más
jóvenes (nacidas
entre 1984 y
1988) con respecto a las de mayor edad
(nacidas entre 1964 y 1968) para ambos eventos. En otras
palabras, no existen diferencias
significativas entre las mujeres
más jóvenes y
las de mayor edad en
los patrones
de la primera unión
o la primera maternidad.
Modelos: Efectos del estrato sociodemográfico
en el calendario
de la primera unión
o la primera maternidad
en México, 2018
Variable |
Categoría |
|
PRIMERA
UNIÓN |
|
PRIMERA
MATERNIDAD |
|||||||
Modelo
1a |
Modelo
2a |
Modelo
1b |
Modelo
2b |
|||||||||
Sig. |
Exp(B) |
Sig. |
Exp(B) |
Sig. |
Exp(B) |
Sig. |
Exp(B) |
|||||
Cohorte
de nacimiento |
1984-1988
(ref.) |
|||||||||||
1964-1968 |
0.448 |
1.011 |
0.050 |
1.029 |
0.336 |
1.048 |
0.000 |
1.072 |
||||
Estrato
socio-demográfico |
Bajo
(ref.) |
|
0.000 |
|
0.000 |
|||||||
Medio-bajo |
0.000 |
0.822 |
0.000 |
0.812 |
||||||||
Medio-alto |
0.000 |
0.643 |
0.000 |
0.608 |
||||||||
Alto |
0.000 |
0.588 |
0.000 |
0.501 |
||||||||
Fuente:
Elaboración
propia,
a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica, 2018.
Además de conocer los cambios
en el calendario
y la intensidad de la primera
unión o la primera
maternidad según
el estrato sociodemográfico,
se analizan las posibilidades
de experimentar estos
dos eventos según
sea el estrato al que pertenecen
las mujeres de las dos generaciones estudiadas.
En un segundo modelo (Tabla 2, modelo 2a y 2b), se
introduce el factor explicativo de estrato sociodemográfico.
Considerando el supuesto
de que este modelo
explicará
de manera íntegra
las diferencias entre generaciones,
el factor de la cohorte no debería
ser distinto de
1.0; sin
embargo, es distinto de uno. La generación
de 1964 a 1968 tiene solo un 3.0 % más de riesgo de unirse por primera vez que las mujeres
más jóvenes a
la misma edad.
Según
el estrato sociodemográfico,
las mujeres que pertenecen
al medio-bajo tienen 18.0 % menos
de posibilidad de unirse
por primera vez
en referencia
con las mujeres del estrato
bajo. Lo mismo pasa
con las mujeres de los estratos
medio-alto (36.0 %) y alto (41.0 %).
Respecto a la primera maternidad
se observa una situación
muy similar al de la primera
unión. Cuando se introduce la
variable estrato sociodemográfico,
la generación de 1964 a 1968 tienen
un 7.0 % más de riesgo
de tener un primer hijo
que las mujeres más
jóvenes
a la misma edad.
Según el estrato
sociodemográfico, las mujeres
del
estrato medio-bajo tienen
19.0 % menos riesgo
relativo de ser madres
por primera vez.
Lo mismo pasa
con las mujeres de los estratos
medio-alto (39.0 %) y alto (50.0 %) en comparación con las mujeres
del estrato bajo.
5. Conclusión
Estos
resultados dan cuenta de que los comportamientos demográficos de las
clases menos favorecidas siguen un modelo muy similar de primera unión
o
primera maternidad que ha perdurado por al menos 20 años. Es
significativo ver
que ni siquiera se han dado cambios entre las generaciones más jóvenes,
a pesar
de que las mujeres nacidas en los años ochenta han sido las más
favorecidas por
las transformaciones sociodemográficas, económicas y sociales
experimentadas
por la sociedad a partir de los años setenta y, que han tenido
repercusiones
directas en distintos ámbitos, reflejados en una mayor participación
laboral
femenina, un aumento del número de años de estudio, una disminución en
el
número de hijos por mujer, un aumento en las jefaturas familiares
femeninas,
etc.
Del
mismo modo, los resultados de este trabajo concuerdan con lo
encontrado entre los estudios cuantitativos y cualitativos revisados
con
anterioridad (De-Rosa, Doyenart, Lara y
Varela, 2016;
García, 2014; Oliveira y Mora-Salas, 2008; Echarri y Pérez-Amador,
2007; Solís
et al., 2008; Szasz, 2008; Stern, 2004), lo que lleva a pensar que el
entorno o
contexto sociodemográfico y económico en el que viven las mujeres está
estrechamente vinculado a los comportamientos relacionados con la
formación
familiar.
Este
tipo de efectos estimulan a seguir
investigando con mayor detalle cómo estos componentes o factores
sociodemográficos, que ya se han estudiado antes, como el nivel
educativo, la
participación laboral, el área de residencia, el nivel sociodemográfico
o la
carga cultural del hogar de la mujer, ya que influyen directamente en
las
aspiraciones, los comportamientos o la toma de decisiones de la
población
femenina respecto a priorizar su formación académica, pensar en
acumular
experiencia para su vida profesional o, por el contrario, abandonar los
estudios para casarse, unirse o ser madres.
Al
observar cómo el modelo de formación familiar solo ha cambiado entre
las mujeres de los estratos sociodemográficos más altos, se reafirma
que en
México se sufren grandes desigualdades sociales,
reflejadas
de cierta forma en la perpetuación de los tradicionales roles
de género. Así, se puede interpretar que la prevalencia de estos roles
y
estereotipos socioculturales atribuidos a las mujeres, pueden influir
en que
las más desfavorecidas económica y socialmente reconozcan que tienen
menos
posibilidades de progreso profesional, pero mayores oportunidades en el
ámbito
familiar.
6.
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[1] Universidad Autónoma del Estado de Hidalgo, MÉXICO. elsa_ortiz@uaeh.edu.mx; ORCID: http://orcid.org/0000-0002-4496-6275