Portadilla

Créditos

Alicia Bárcena

Secretaria Ejecutiva

Mario Cimoli

Secretario Ejecutivo Adjunto

Raúl García-Buchaca

Secretario Ejecutivo Adjunto

para Administración y Análisis de Programas

Paulo Saad

Director del Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía

(CELADE)-División de Población de la CEPAL

Ricardo Pérez

Director de la División de Publicaciones y Servicios Web

Comité Editorial

Editor: Jorge Martínez Pizarro (CELADE-División de Población de la CEPAL)

Miembros: Jorge Dehays Rocha (Universidad de Chile), Enrique Peláez (Centro de Investigaciones y Estudios sobre Cultura y Sociedad (CIECS)-Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET)/Universidad Nacional de Córdoba, Argentina), Fabiana del Popolo (CELADE-División de Población de la CEPAL), Leandro Reboiras Finardi (CELADE-División de Población de la CEPAL),

Zulma Sosa (CELADE-División de Población de la CEPAL)

Secretaria: María Ester Novoa (CELADE-División de Población de la CEPAL)

Redacción y administración: casilla 179-D, Santiago, Chile.

Correo electrónico: CELADE-NotasDePoblacion@cepal.org.

La revista Notas de Población es una publicación del Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (CELADE)-División de Población de la CEPAL, cuyo propósito principal es la difusión de investigaciones y estudios de población sobre América Latina y el Caribe, aun cuando recibe con particular interés artículos de especialistas de fuera de la región y, en algunos casos, contribuciones que se refieren a otras regiones del mundo. Se publica dos veces al año, con una orientación interdisciplinaria, por lo que acoge tanto artículos sobre demografía como otros que aborden las relaciones entre las tendencias demográficas y los fenómenos económicos, sociales, culturales, políticos y biológicos. Las opiniones expresadas en los artículos de esta revista son responsabilidad de los autores y pueden no coincidir con las del Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (CELADE)-División de Población de la CEPAL.

La revista Notas de Población está indizada en Citas Latinoamericanas en Ciencias Sociales y Humanidades (CLASE), en el Sistema Regional de Información en Línea para Revistas Científicas de América Latina, el Caribe, España y Portugal (LATINDEX), en el Sistema de Búsqueda Avanzada de Documentos (DIALNET) y en el Hispanic American Periodicals Index (HAPI).

Consejo Editorial

Nombre

Afiliación institucional

País/organización

Antonio Aja Díaz

Universidad de La Habana

Cuba

Juan Carlos Alfonso Fraga

Oficina Nacional de Estadística e Información

Cuba

José Luis Ávila Martínez

Universidad Nacional Autónoma de México

México

Guiomar Bay

CELADE-División de Población de la CEPAL

CEPAL

Wanda Cabella

Universidad de la República

Uruguay

Anna Cabré Pla

Universidad Autónoma de Barcelona

España

Francisco Cáceres

Oficina Nacional de Estadística

República Dominicana

Juan José Calvo

Universidad de la República

Uruguay

Alejandro I. Canales

Universidad de Guadalajara

México

Suzana Cavenaghi

Instituto Brasileño de Geografía y Estadística

Brasil

Dídimo Castillo

Universidad Autónoma del Estado de México

México

Dora E. Celton

Universidad Nacional de Córdoba

Argentina

Marcela Cerrutti

Centro de Estudios de Población

Argentina

Mirna Cunningham

Centro para la Autonomía y Desarrollo

de los Pueblos Indígenas

Nicaragua

Fabiana del Popolo

CELADE-División de Población de la CEPAL

CEPAL

Mariachiara Di Cesare

Imperial College London

Reino Unido

Andreu Domingo Valls

Universidad Autónoma de Barcelona

España

Albert Esteve

Universidad Autónoma de Barcelona

España

Carmen Elisa Florez Nieto

Universidad del Rosario

Colombia

Anitza Freitez

Universidad Católica Andrés Bello

República Bolivariana de Venezuela

Silvia Elena Giorguli Saucedo

El Colegio de México

México

Daniela González

CELADE-División de Población de la CEPAL

CEPAL

Alejandro Guillén García

Universidad de Cuenca

Ecuador

Martín Hopenhayn

Consultor independiente

Chile

Sandra Huenchuan

CELADE-División de Población de la CEPAL

CEPAL

Fernando Lozano Ascencio

Universidad Nacional Autónoma de México

México

Cássio Maldonado Turra

Universidad Federal de Minas Gerais

Brasil

Ciro Martínez

Consultor independiente

Colombia

Robert McCaa

Universidad de Minnesota

Estados Unidos

Tim Miller

Consultor independiente

Estados Unidos

Verónica Montes de Oca

Universidad Nacional Autónoma de México

México

Abelardo Morales

Facultad Latinoamericana de Ciencias Sociales (FLACSO)

Costa Rica

Irene Palma Calderón

Instituto Centroamericano de Estudios Sociales y Desarrollo

Guatemala

Héctor Pérez Brignoli

Universidad de Costa Rica

Costa Rica

José Marcos Pinto da Cunha

Universidad Estadual de Campinas

Brasil

Jorge Rodríguez Vignoli

CELADE-División de Población de la CEPAL

CEPAL

Laura Rodríguez Wong

Universidad Federal de Minas Gerais

Brasil

Luis Rosero-Bixby

Universidad de California en Berkeley

Estados Unidos

Magda Ruiz

Consultora independiente

Colombia

María Marta Santillán

CONICET/Universidad Nacional de Córdoba

Argentina

Susana Schkolnik

Consultora independiente

Chile

Alejandra Silva

CELADE-División de Población de la CEPAL

CEPAL

Zulma Sosa Portillo

Instituto Nacional de Desarrollo Rural y de la Tierra

Paraguay

Carolina Stefoni

Universidad Alberto Hurtado

Chile

Andras Uthoff

Consultor independiente

Chile

Miguel Villa

Consultor independiente

Chile

Brenda Yépez Martínez

Universidad Central de Venezuela

República Bolivariana de Venezuela

María Eugenia Zavala de Cosío

El Colegio de México

México

Página legal

Publicación de las Naciones Unidas

ISBN: 978-92-1-122004-9 (versión impresa)

ISBN: 978-92-1-058642-9 (versión pdf)

ISBN: 978-92-1-358098-1 (versión ePub)

N° de venta: S.18.II.G.21

LC/PUB.2018/27-P

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Índice

Portadilla

Créditos

Consejo Editorial

Página legal

Presentación

Artículo 1

La emigración española en tiempos de crisis (2008-2017): análisis comparado de los flujos a América Latina y Europa

Artículo 2

Patrones de corresidencia con familiares en el Brasil, 1960-20101

Artículo 3

Brecha de participación económica entre hombres y mujeres y dividendo de género: factores determinantes no tradicionales captados en una muestra de países1

Artículo 4

Demanda demográfica de viviendas: proyección de los arreglos residenciales hasta 2030 a partir de la población destinataria de un programa de vivienda social de la Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)1 en el estado de São Paulo

Artículo 5

Trayectorias conyugales y reproductivas después de disolverse la primera unión: un estudio sobre las mujeres de Montevideo1

Artículo 6

Mortalidad diferencial por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela (1950-2017)

Artículo 7

Revisión de los niveles de fecundidad estimados mediante la técnica p/f de Brass en el Brasil y sus macrorregiones, 1980, 1991 y 20001

Artículo 8

Análisis de la calidad de la edaddeclarada en los censos de población del Uruguay

Artículo 9

La organización social de la movilidad poblacional Sur-Sur en el espacio urbano: ensayo sobre la franja de frontera amazónica

Artículo 10

Linajes maternos en el Uruguay vulnerado: procesos demográficos y su correlato biográfico1

Orientaciones para los autores de la revista Notas de Población

Presentación

El número 107 de Notas de Población ofrece al lector diez artículos que abarcan una variedad de temas de investigación, desde aquellos con un perfil metodológico, como el uso de técnicas para la corrección de datos, hasta temas referentes a fronteras, migración internacional, nupcialidad y fecundidad. Los temas clásicos de los estudios de población están bien representados.

En el primer artículo, elaborado por Antía Pérez-Caramés, Enrique Ortega-Rivera, Diego López de Lera y Josefina Domínguez-Mujica, se presenta un estudio de la relación migratoria entre España y América Latina. A través de elementos históricos, sociales y económicos, los autores abordan la reciente emigración de españoles autóctonos a diversos países de América Latina a raíz de la crisis económica de mediados de la primera década del siglo XXI, que afectó a España al igual que a muchos otros países del mundo. El estudio se refiere al período comprendido entre 2006 y 2017. El análisis se centra en la intensidad y la magnitud de los flujos de emigración a América Latina, así como en los principales países de destino en esa región y la composición por sexo y edad de esta reciente emigración. Se comparan los patrones emigratorios desde España hacia Europa con los dirigidos a América Latina, con el fin de poner al descubierto semejanzas y diferencias entre quienes eligen un destino latinoamericano y quienes optan por uno europeo. La metodología se fundamenta en la explotación sociodemográfica de la estadística de variaciones residenciales (EVR), producida por el Instituto Nacional de Estadística (INE) de España.

Mariana de Araújo Cunha, Simone Wajnman y Cassio M. Turra buscan estimar los cambios en la duración de la corresidencia con diferentes tipos de familiares en el Brasil entre 1960 y 2010. Para ello, los autores combinan los datos de los censos con las tablas de vida, con el fin de establecer en qué medida las ganancias de sobrevivencia se relacionan con los patrones de corresidencia a lo largo del tiempo. Los autores encuentran un aumento del tiempo de corresidencia para todos los tipos de arreglos familiares, atribuible a la prolongación del tiempo de vida y no tanto a los cambios en los perfiles de corresidencia según edad y sexo. Además, encontraron diferencias importantes en los patrones de corresidencia por sexo. En comparación con los hombres, las mujeres pasan menos tiempo en corresidencia con los padres, pero mucho más con los hijos. A pesar de que las mujeres se casan antes que los hombres, pasan menos tiempo viviendo con el cónyuge, puesto que tienden a sobrevivir a los esposos o bien a permanecer divorciadas por períodos más prolongados. Finalmente, los autores destacan que los efectos de la transición demográfica en los patrones de corresidencia deben seguir siendo observados y estudiados.

A continuación, Jorge Paz analiza la relación entre la participación en el mercado laboral de las personas con pareja y las percepciones de la población acerca de los roles de género. El autor sostiene la hipótesis de que existe una relación entre la participación laboral de hombres y mujeres, y las ideas y creencias que ambos grupos tienen y manifiestan acerca del papel de la mujer en el mercado laboral y, en consecuencia, de la especialización de tareas y de la distribución del tiempo entre los sexos. Según la teoría económica neoclásica, la especialización efectiva se produce si existen ventajas comparativas absolutas o relativas del intercambio, o si la gente piensa que esos arreglos son verdaderamente convenientes y beneficiosos. Para alcanzar el objetivo, el autor utiliza datos de 46 países, de la última ronda de la Family and Changing Gender Roles survey (encuesta sobre la familia y el cambio de los roles de género), recolectados entre 2011 y 2015. Para identificar el efecto de las percepciones relativas a los roles de género sobre la participación de hombres y mujeres en el mercado de trabajo aplica el método de variables instrumentales. Analiza así la causalidad teniendo en cuenta la disonancia cognitiva o acomodamiento de las creencias a una situación concreta de las personas en cuanto a su participación laboral, aportando de ese modo al debate tradicional de agencia y estructura. Los resultados revelan un impacto considerable de los indicadores subjetivos (percepción de los roles de género) y objetivos (tipo de unión) de la especialización dentro del hogar sobre la participación de la mujer en el mercado de trabajo y un impacto nulo en el caso de la participación masculina.

Los autores Cimar Alejandro Prieto Aparicio y Gustavo Pedroso de Lima Brusse, en su trabajo acerca de la política de vivienda en el estado de São Paulo (Brasil), se proponen elaborar escenarios sobre el número y la composición de los arreglos domiciliarios que permitan aportar insumos sobre la demanda habitacional. Este tema se enmarca en la discusión más amplia sobre población y políticas de vivienda social en áreas urbanas, por lo que comprende no solo el análisis de la dinámica de la población, sino también la dinámica de los hogares y sus tendencias. La continuidad de una tasa positiva de crecimiento del número de hogares en las próximas décadas plantea grandes desafíos a la planificación urbana y a la política habitacional, a nivel nacional y subnacional, en vista de que actualmente existe un considerable déficit habitacional en las ciudades brasileñas. Los autores concluyen que en el diseño de una política de vivienda social se debería tener en cuenta la evolución diferencial de los diversos tipos de arreglos domiciliarios y la demanda asociada por nuevas viviendas, lo que permitiría optimizar los recursos, siempre escasos. Un efecto positivo adicional de la utilización de estos datos es la minimización del fenómeno de la recomercialización de las unidades habitacionales.

En el siguiente artículo, elaborado por Mariana Fernández, se busca indagar qué eventos de la vida reproductiva y conyugal conforman la trayectoria de las mujeres de Montevideo después de la disolución de la primera unión. Para tal fin, se combinan dos estrategias metodológicas del enfoque de curso de vida. La primera consiste en una descripción de los episodios que tuvieron lugar después de la primera disolución conyugal, mediante la utilización de la técnica de análisis de secuencia para encontrar tipos de trayectorias. La segunda se basa en la estimación de modelos multivariados para detectar los factores asociados a los tipos de trayectorias e inferir qué trayectoria permite acumular una mayor fecundidad. Los resultados de los análisis de investigación permitieron encontrar tres tipos de trayectorias diferentes. La trayectoria tipo A se caracteriza por la permanencia fuera de una unión. La trayectoria tipo B se caracteriza por una primera unión de corta duración y sin hijos, y una segunda unión en la que sí se tienen hijos. Finalmente, la trayectoria tipo C se caracteriza por el hecho de que se tienen hijos en la primera y en la segunda unión y, en consecuencia, acumula mayor fecundidad. Los factores asociados a cada una de las trayectorias se relacionan con el nivel educativo alcanzado, la cohorte de nacimiento y el calendario de formación familiar.

El siguiente artículo, de Gustavo Alejandro Páez, sobre la evolución de la mortalidad diferencial por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela, tiene como propósito principal estudiar la evolución de la mortalidad diferencial por sexo y edad, particularmente en el caso de decesos por accidentes de transporte terrestre desde 1950 en adelante. Para el análisis, el autor calculó tasas específicas por sexo y edad correspondientes al período 1950-2013, y posteriormente estimó la importancia relativa de las defunciones por esta causa y el índice de sobremortalidad masculina, poniendo énfasis en las variaciones a lo largo del tiempo. Un primer resultado destacado apunta a que la mortalidad por accidentes de transporte terrestre en el país presenta una tendencia creciente, sobre todo a raíz del aumento de las defunciones por accidentes de motocicletas, siendo las principales víctimas los hombres adultos jóvenes de entre 15 y 29 años. Para obtener estos resultados fue necesario un considerable trabajo previo de búsqueda, organización, sistematización y evaluación de diversas fuentes de datos y, en particular, un análisis de su calidad, debido a la falta de publicaciones oportunas de las estadísticas de mortalidad en los últimos años en el país.

Denise Helena França Marques y José Alberto Magno de Carvalho, en su trabajo sobre los niveles de fecundidad estimados para el Brasil en las últimas décadas, buscan ofrecer una alternativa para minimizar el impacto del crecimiento de las tasas específicas de fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años en el país y sus macrorregiones entre 1970 y 2000 sobre las estimaciones de la función de fecundidad calculadas mediante la técnica tradicional P/F de Brass. Adicionalmente, los autores pretenden estimar los probables errores relativos introducidos en las estimaciones debido al incremento de la fecundidad adolescente. Para ello, utilizaron los datos de los censos demográficos del Brasil de 1980, 1991 y 2000. Los autores destacan que el hecho de que la fecundidad adolescente presentara un crecimiento sostenido entre 1970 y 2000 podría comprometer el uso de la técnica tradicional P/F de Brass para corregir el error de período de referencia de los datos en la declaración de la fecundidad actual. Los resultados muestran que el error por defecto en las estimaciones de las tasas de fecundidad total sería mínimo y obedecería al lento crecimiento de la fecundidad adolescente.

Mathías Nathan y Martín Koolhaas se proponen evaluar la calidad de la edad declarada en los censos del Uruguay de 1963, 1975, 1985, 1996, 2004 (conteo poblacional) y 2011 a partir del supuesto de que la mala declaración de la edad en los censos puede generar distorsiones en la estructura por edades de la población y perturbar el cálculo de indicadores sociodemográficos, de manera que al reducir al mínimo estos errores frecuentes la calidad de la información aumenta considerablemente. A partir de la aplicación de los índices de Whipple, Myers y Naciones Unidas, se observó un progreso en la calidad de los datos hasta 1996, un deterioro en 2004 y una mejora sustancial en el censo de 2011, constatándose a la vez la posición destacada del Uruguay en el contexto regional. Tras la comparación de los resultados del cuestionario aplicado con dispositivo electrónico (indagatoria sobre edad cumplida y fecha de nacimiento) y el aplicado en operativos de contingencia (en papel y sin registrar la fecha de nacimiento), se afirma que, sin desconocer el efecto de factores exógenos al censo, la inclusión de la fecha de nacimiento constituyó un factor central para los excelentes registros obtenidos con el censo de 2011. Finalmente, los autores destacan que, de cara a la ronda censal de 2020 y a partir de la revisión de la experiencia uruguaya, es importante que las oficinas nacionales de estadística puedan debatir sobre las ventajas y desventajas de estos y otros posibles cambios metodológicos.

El trabajo de Juliana Mota de Siqueira sobre la franja de frontera amazónica se posiciona en el trinomio frontera, movilidad y urbanización. La autora comienza destacando el desconocimiento que existe sobre las poblaciones locales de este territorio, que se evidencia en que, a pesar de que siete de cada diez de sus habitantes viven en localidades urbanas, con frecuencia la franja de frontera amazónica sigue siendo pensada y proyectada como un territorio de vocación rural y de espacios naturales, lo que no es más que el reflejo de una falta de conocimiento histórica sobre la región, que es percibida como incivilizada, despoblada y carente de medidas de intervención del gobierno central. En este contexto, la movilidad de nacionales y extranjeros en ese territorio contribuye a modelar los centros urbanos, agregando más complejidad. De este modo, surgen los tres componentes clave de este ensayo: frontera, movilidad y urbanización. A partir de su adecuada combinación, ya que no son en ningún caso fenómenos aislados, sino que están conectados en una ecología cognitiva indivisible, la autora se propone llenar los vacíos del debate sobre el desarrollo de esta región del Brasil.

Finalmente, Mateo Berri presenta un trabajo sobre linajes maternos en el Uruguay. El autor busca caracterizar un modo particular de estructurar y concebir la familia, que define como “linajes maternos”. Se trata de familias que integran el Uruguay vulnerado social y económicamente, y que presentan algunas singularidades, en particular indicios de comportamiento matrilineal y matrilocal. Estas familias conciben de manera particular las relaciones de parentesco, la filiación, los roles de género y el tránsito a la vida adulta. Desde el punto de vista metodológico, el trabajo supuso triangular técnicas, mediante el desarrollo de un análisis demográfico centrado en la Encuesta Continua de Hogares y un análisis biográfico de un conjunto de entrevistas en profundidad realizadas a mujeres referentes de hogar. Entre los principales resultados, destaca que el 2,6% de los hogares responden a lo que el autor define como hogares de línea materna, es decir, matrilocales o matrilineales. En términos numéricos, esta proporción corresponde a unos 30.000 hogares y a un 4,2% de la población, es decir, unas 143.000 personas en todo el país.

Comité Editorial de Notas de Población

Artículo 1

La emigración española en tiempos de crisis (2008-2017): análisis comparado de los flujos a América Latina y Europa

Antía Pérez-Caramés[1]

Enrique Ortega-Rivera[2]

Diego López de Lera3

Josefina Domínguez-Mujica[4]

Recibido: 20/09/2018

Aceptado: 25/10/2018

Resumen

En este artículo se presenta un estudio de la relación migratoria entre España y América Latina, indagando en los elementos interpretativos de carácter histórico, social y económico que permiten arrojar luz específicamente sobre el reciente fenómeno de emigración de españoles autóctonos a diversos países latinoamericanos a raíz de la crisis económica en España. Se hace un análisis de la intensidad y magnitud de los flujos de emigración a América Latina, así como de la elección del país de destino y de la distribución por sexo y edad de esta nueva emigración. Este patrón migratorio se compara con la reciente emigración española rumbo a Europa, con vistas a establecer y explicar las semejanzas y divergencias entre quienes eligen un destino latinoamericano y quienes se decantan por uno europeo. La metodología se fundamenta en la explotación sociodemográfica de la estadística de variaciones residenciales, producida por el Instituto Nacional de Estadística de España.

Palabras clave: emigración, crisis, España, América Latina, Europa.

Abstract

This article examines the migratory relationship between Spain and Latin America, focusing on the historical, social and economic explanations for the recent emigration of Spanish nationals to various Latin American countries as a result of the economic crisis in Spain. It analyses the intensity and magnitude of emigration flows to Latin America, the choice of country of destination, and the sex and age distribution of this new migration. This migratory pattern is compared to the recent Spanish emigration to other European countries, with a view to establishing and explaining the similarities and differences between those who choose to go to Latin America and those who opt for Europe. The methodology is based on a sociodemographic analysis of the results of the Residential Variation Statistics (RVS), compiled by the National Institute of Statistics (INE) of Spain.

Keywords: emigration, crisis, Spain, Latin America, Europe.

Résumé

Cet article propose une étude des relations migratoires entre l’Espagne et l’Amérique latine, en étudiant les éléments interprétatifs de nature historique, sociale et économique qui nous éclairent spécifiquement sur le phénomène récent d’émigration d’espagnols de souche vers différents pays latino-américains suite à la crise économique qui a frappé l’Espagne. On y analyse l’intensité et l’ampleur des courants d’émigration vers l’Amérique latine, ainsi que le choix du pays de destination et la répartition par sexe et par âge de cette nouvelle émigration. Ce schéma migratoire est comparé à la récente émigration espagnole vers l’Europe, afin de mettre en évidence et d’expliquer les similitudes et les divergences entre ceux qui choisissent de se rendre en Amérique latine et ceux qui optent pour un pays européen. La méthodologie est basée sur une utilisation sociodémographique des statistiques relatives aux variations résidentielles, produites par l’Institut national de statistique d’Espagne.

Mots clés: émigration, crise, Espagne, Amérique latine, Europe.

Introducción

En la temprana fecha de 1989 Muñoz-Pérez e Izquierdo publicaron un artículo titulado “L’Espagne, pays d’inmigration”, en el que identificaron los primeros signos de una nueva etapa de transición migratoria en España. Tras muchas décadas de emigración, se producía una inversión del saldo migratorio, adquiriendo un gran protagonismo la inmigración latinoamericana, un proceso sorpresivo, precedido tan sólo por las migraciones de los años setenta de chilenos, argentinos y uruguayos, a consecuencia del exilio, y por los movimientos de vaivén con respecto a otros países, relacionados con la propia emigración española a América Latina.

Por su parte, la historia de la recepción de inmigrantes es mucho más larga en América Latina y más corta la de la emigración pues, tras varios siglos de acogida de europeos, africanos y asiáticos, a partir de los años sesenta del siglo XX se inician los flujos de emigración latinoamericana hacia los Estados Unidos. Ya en los años ochenta, España se convierte en un destino migratorio complementario para dominicanos y peruanos y, a partir de los noventa, para nacionales de muchos otros países (colombianos y ecuatorianos, entre otros)

(Yépez del Castillo, 2014).

Estas relaciones migratorias en el cambio de siglo han sido interpretadas a partir de la teoría de la complementariedad sociodemográfica, es decir, a consecuencia del aumento de la intensidad y diversificación de destinos de la migración internacional latinoamericana y de los cambios en la estructura demográfica española y de los países de América Latina (laborales, educativos, etc.) (Domínguez-Mujica y otros, 2018; Prieto y López, 2015). A ellos habría que añadir el nivel de afinidad cultural y de integración recíproca, así como los factores que los han propiciado (Izquierdo y Martínez-Buján, 2014). Por ello es tan importante reconocer el escenario migratorio cambiante que caracteriza los años de la crisis financiera internacional y de la crisis de la deuda en España, así como los de la incipiente postcrisis, el objetivo de este artículo.

Con esta finalidad, el documento que presentamos se estructura de la siguiente forma. En primer lugar, abordamos algunas interpretaciones relativas al contexto migratorio y señalamos cuáles han sido las contribuciones académicas más destacadas en relación con dicho contexto. En segundo lugar, se presentan las distintas fuentes utilizadas en esta investigación y se señalan las limitaciones que entraña su uso. En tercer lugar, desde una perspectiva sociodemográfica, abordamos los procesos de migración internacional de la población española autóctona o nativa (nacidos en España con nacionalidad española) en el contexto de crisis y recuperación económica. Adoptamos un horizonte temporal amplio, que se prolonga desde los años anteriores a la crisis —en plena fase de expansión e inmigración masiva— hasta 2017, último año respecto al cual se cuenta con datos disponibles. En esta dirección, planteamos una serie de preguntas que orientan la formulación de una serie de hipótesis en torno a tres dimensiones de análisis: la evolución de los flujos, los perfiles demográficos de los emigrantes y los patrones geográficos. En concreto, intentamos responder a las siguientes preguntas: ¿cuál ha sido la evolución temporal del volumen, dirección e intensidad de las salidas?; ¿ha supuesto la recuperación de la economía española una disminución de las salidas?; ¿cuáles son los perfiles demográficos de los emigrantes españoles?, y ¿han cambiado las características demográficas en el curso de estos años?

Asimismo, adoptamos un enfoque comparativo desde una doble perspectiva: en primer lugar, se analizan los patrones de la emigración de españoles autóctonos hacia América Latina en relación con los de retorno y reemigración de la población extranjera y, en segundo lugar, se comparan los patrones de flujos de emigración española que tienen como destino América Latina y aquellos que se dirigen hacia países europeos. Finalmente, se sintetizan las persistencias y transformaciones que caracterizan las relaciones migratorias de España y América Latina en el momento actual.

A. El marco interpretativo: migraciones poscoloniales, procesos transnacionales y resiliencia

Los vínculos migratorios entre España, por una parte, y América Latina y el Caribe, por otra, han conformado uno de los capítulos más importantes de una historia compartida, una historia en la que el Atlántico se presenta como un punto de fractura, de desequilibrios y contrastes de carácter económico y social entre los países que lo delimitan, a la vez que como un espacio de encuentro, relación e hibridación, un espacio transnacional que condiciona las prácticas cotidianas y la forma de vida de los migrantes españoles y latinoamericanos del siglo XXI (Domínguez-Mujica, 2011).

Entre principios del siglo XVI y fines del XVIII llegaron a tierras americanas cerca de medio millón de españoles en contingentes muy variados que incluían a comerciantes, funcionarios, militares, eclesiásticos, artesanos y marineros. Con las guerras de independencia, desde 1810, se produjo un retorno de millares de españoles, que no se revertiría durante algunas décadas, salvo en el caso de Cuba, que atrajo a emigrantes canarios y catalanes. Sin embargo, la mayor oleada de emigración se produjo a finales de siglo, cuando un gran número de españoles llegó a la Argentina, el Uruguay y el Brasil, entre otros países, en un período de expansión económica. Esto fue así hasta el primer tercio del siglo XX, período en que el volumen de salidas alcanzó un promedio de 40.000 españoles por año entre 1880 y 1900, para luego aumentar a un promedio superior a 100.000 emigrantes por año hasta la Gran Depresión. En total, se trató de una corriente emigratoria que diferentes estimaciones cifran entre 3,5 millones y 4,7 millones de españoles, de los que aproximadamente un 60% regresó a España, por tratarse en muchos casos de desplazamientos temporales para obtener trabajo estacional y aprovechar los altos salarios (Sánchez-Albornoz, 1995; Sánchez, 1995).

Esta intensa corriente de emigración favoreció el poblamiento de las tierras americanas y reforzó la economía de los distintos países. Las expectativas de esos migrantes, que buscaban prosperidad a base de buena suerte y trabajo, y que pretendían ser envidiados por sus parientes y vecinos al retornar, presiden lo que podríamos definir como el imaginario americano.

Ahora bien, no todo es una historia de éxito, pues el nivel de fracaso y retorno fue una constante de los procesos migratorios, así como las llamadas migraciones golondrina, cuando los trabajadores españoles acudían para realizar ciertas tareas periódicas, año tras año, como la zafra de la caña de azúcar. Esta etapa obliga a centrar nuestra atención en las experiencias de coexistencia, en los procesos de intercambio, pero también de desencuentro entre migrantes y población local, desde una mirada poscolonial que va más allá de las oposiciones binarias de aquí/allí e inmigrantes/nativos (Bhabha, 1983) y que identifica las múltiples dimensiones de interacción social que se desarrollaron a partir de las migraciones.

La Guerra Civil española generó una nueva oleada de emigración, esta vez forzosa, que obligó a la salida de unos 40.000 exiliados, en su mayoría, con una destacada formación educativa y profesional (Pla Brugat, 2007) y, tras la Segunda Guerra Mundial, las cifras de emigrantes españoles comenzaron nuevamente a incrementarse, ante la demanda externa procedente de América Latina, donde a las necesidades de sus respectivos mercados laborales se une la atracción de la cadena migratoria. En resumen, entre 1946 y 1970 emigraron a ultramar algo más de un millón de españoles (1.037.121), siendo el retorno inferior (556.361), lo que determinó una importante pérdida demográfica para España. El grueso de esta emigración se produjo durante 1950, cuando partieron hacia ultramar más de 600.000 españoles. La Argentina y Venezuela fueron los principales destinos (Palazón, 1998). Desde 1956, la gestión de la emigración exterior se articuló a través del Instituto Español de Emigración, organismo que canalizó la salida de mano de obra del país, favoreciendo la reducción del desempleo y las tensiones sociales, así como la obtención de divisas, factores necesarios para cerrar la etapa de la Autarquía. La aprobación, en 1959, del Plan Nacional de Estabilización Económica consolidó el nuevo papel asignado a la emigración, manifestándose la recurrencia dialéctica de promoción/rechazo que la Dictadura le había otorgado, impidiéndola en los primeros años y fomentándola desde esa última fecha, con una cierta apertura económica del régimen.

A partir de la década de los 1970 la cifra de emigrantes españoles se reduce y surge paulatinamente un nuevo escenario mucho más complejo, pues a las corrientes tradicionales se suma la inmigración de población latinoamericana y la propia inmigración de españoles desde América Latina, no sólo la de retorno sino también la llamada migración diferida generacionalmente. Se abre con ello un periodo de transición en la historia migratoria de la mayor parte de los países, desde la emigración a la inmigración en el caso de España, y desde la inmigración a la emigración en el de América Latina, si bien con distintas pautas según de qué países se trate. Algunos de los que habían recibido muy pocos emigrantes españoles convierten a España en un destino alternativo a América del Norte (Colombia, Ecuador, Bolivia (Estado Plurinacional de) y Paraguay, entre otros); otros, con un pasado de gran atracción inmigratoria, ven multiplicarse los flujos en ambos sentidos (Argentina, Cuba, Chile, México, Venezuela (República Bolivariana de), entre otros) y, finalmente, algunos otros se mantienen más alejados de España como destino (países de Centroamérica y el Caribe).

Son conocidos los factores de atracción y repulsión de dichos flujos migratorios. Desde la perspectiva de España tiene una gran importancia el proceso de integración en la estructura supranacional de la Unión Europea (desde 1986 en adelante), un espacio común de libre circulación de personas; el acervo legislativo que otorga un trato preferencial a muchos de los ciudadanos latinoamericanos (política de visados, de adquisición de la nacionalidad, acuerdos en materia de seguridad social), lo que ha permitido a algunos autores calificar esta inmigración como la favorita del país (Izquierdo, López de Lera y Martínez, 2003); así como la situación de prosperidad del cambio de siglo, con la consolidación de una etapa expansiva de la economía española, en la que se orientaron los excedentes de capital hacia el circuito secundario de acumulación o, más propiamente, hacia la construcción, en los años de la llamada burbuja inmobiliaria, que demandaba trabajadores poco cualificados y mal remunerados para el segmento secundario de la economía. Desde la perspectiva de los países latinoamericanos, influyeron la desigualdad económica y salarial y las políticas de ajuste estructural impulsadas desde los años ochenta, que fueron desmantelando el aparato estatal de bienestar social en ciertos países. También contribuyó al incremento de la emigración exterior el nivel de violencia en algunos otros como Colombia, México y otras naciones centroamericanas, ciertos conflictos políticos y sociales, los desastres naturales y el desplazamiento forzado por megaproyectos de “desarrollo” (Castaño y Córdova, 2015).

El fortalecimiento de estas nuevas corrientes se produce al mismo tiempo que aumentan los fenómenos transfronterizos vinculados a la globalización: la revolución tecnológica de los medios de comunicación e información, que multiplica los contactos y los movimientos entre ambas orillas del Atlántico, fomentando la construcción de múltiples identidades. En consecuencia, las experiencias migratorias originan actitudes y posturas ambivalentes por parte de los migrantes, tanto frente a la cultura de pertenencia como a la extranjera, y se consolida poco a poco un vivir transnacional, que hace que los sujetos se identifiquen con respecto a una determinada comunidad, con una herencia cultural común, más que con un sentimiento de pertenencia a un estado-nación determinado (Faist, 2008).

La herencia poscolonial y el vivir transnacional permiten interpretar el devenir de las migraciones tras la crisis económica de 2008 en adelante, así como el escenario que despunta en la incipiente postcrisis. La migración desde América Latina hacia España, que hemos venido describiendo, cambió su signo a consecuencia de la crisis financiera internacional, a la que se sumó la crisis de deuda de los años 2010-2011, pues tuvo un gran impacto en el mercado de trabajo español y, especialmente, en el de los inmigrantes, hasta el punto de que las tasas de desempleo superaron todos los récords, situándose en primera posición del ranking de la Unión Europea (más del 25% de desempleo en 2012), junto a las de Grecia. Al efecto del elevado desempleo entre la población inmigrante hay que añadir la pérdida de la regularidad administrativa y la práctica imposibilidad de participar en procesos de regularización por parte de las comunidades de incorporación más tardía, como bolivianos y paraguayos (Yépez del Castillo, 2014).

Existen, no obstante, factores en origen que también contribuyen a explicar el cambio en el perfil de las migraciones latinoamericanas, como el incremento en la inseguridad jurídica y el empeoramiento de la situación económica en determinados países latinoamericanos (Castillo y Reguant, 2017) o la intensificación del redireccionamiento de los flujos con destino a los Estados Unidos, ante el endurecimiento de sus políticas migratorias (Guarnizo, 2013). A todo ello contribuye, además, una legislación favorecedora de la recuperación de ciudadanía por ancestría, naturalización y usos utilitaristas de la doble ciudadanía (Mateos y Durand, 2014). Esto es, el acceso a la nacionalidad tiene en España un carácter de política migratoria, tal y como afirman Domingo y Ortega-Rivera (2015), ya que la obtención de la nacionalidad de un país comunitario como es España abre nuevas posibilidades de migración y movilidad.

Los procesos que van a tener lugar a partir de este momento se caracterizarán por su resiliencia, gracias a que los inmigrantes latinoamericanos se habían mantenido unidos por vínculos poscoloniales con España, habiendo desarrollado formas de vida trasnacionales que les permitían poner en práctica distintos tipos de estrategias para superar la situación. Así lo demuestra, entre otras circunstancias, el hecho de que las iniciativas incentivadoras del retorno, adoptadas por el Gobierno de España para paliar la situación del desempleo de los inmigrantes, tuvieran un limitado alcance (Programa de Ayudas Complementarias al Abono Acumulado y Anticipado de la Prestación Contributiva por Desempleo a Trabajadores Extranjeros Extracomunitarios que Retornen Voluntariamente a sus Países de Procedencia; Programa de Retorno Voluntario Productivo; y Programa de Retorno Voluntario de Atención Social). Por su parte, las redes transnacionales de contactos entre migrantes adultos-jóvenes y potenciales migrantes españoles hacen que se reactive la emigración exterior y que algunos países latinoamericanos se conviertan en una alternativa laboral para los desempleados, al mismo tiempo que muchas de las empresas españolas expanden sus actividades en el continente en una etapa del capitalismo avanzado que refuerza el poscolonialismo.

En suma, cabe interpretar que los procesos migratorios de España y América Latina presentan una mayor complejidad, que trasciende la migración por motivos laborales. Así, en su análisis sobre este fenómeno, González-Ferrer y Moreno-Fuentes (2017) indican que la mediatización del proceso de emigración autóctona durante la etapa de crisis ha impedido analizar adecuadamente el mantenimiento de los flujos de salida una vez iniciada la etapa de postcrisis. Con respecto a este fenómeno, también el trabajo de Bygnes (2017) nos lleva a pensar en otras causas y no únicamente en lo laboral. En su investigación alude a las reticencias de los emigrantes españoles en Noruega a señalar a la crisis en España como factor de expulsión e identifica a la anomia como un elemento explicativo de esta emigración.

No obstante, se hace visible el impacto de la crisis en las relaciones migratorias entre ambas orillas del Atlántico. Desde la perspectiva de los flujos, se contrae la inmigración, disminuyen las corrientes de reunificación familiar, se incrementa el retorno y se activan procesos de reemigración, particularmente importantes en sus destinos europeos, al verse favorecida esta movilidad por el hecho de que muchos reemigrantes cuentan con una situación administrativa regular o incluso con la nacionalidad de un país comunitario (Nekby, 2006;

Mas Giralt, 2017; Ortensi y Barbiano, 2018). De hecho, algunos autores señalan que es especialmente importante la reemigración de latinoamericanos con nacionalidad española (McIlwaine, 2015; McIlwaine y Bunge, 2016), destacando su gran dispersión geográfica (Recaño y Jáuregui, 2014). Al mismo tiempo, se activan nuevos flujos de emigrantes españoles, descendientes de antiguos inmigrados, la llamada segunda generación, a la vez que emigran otros trabajadores sin vínculos previos con las tierras americanas.

Estos signos de resiliencia en tiempos de crisis, a la vez que son muy variados, diferencian las relaciones migratorias de España y América Latina de aquellas otras que afectan a España y a los países africanos y asiáticos, porque la movilidad se convierte (con excepción de la que caracteriza a Europa) en la manifestación más clara de dicha resiliencia, favorecida, en muchos casos, por la adquisición de la doble nacionalidad (Arango y otros, 2017; Finotelli y La Barbera, 2017). Otra de sus expresiones corresponde al hecho de que el retorno o la reemigración de latinoamericanos y españoles no siempre tiene un carácter definitivo, pues se trata de alternativas de carácter tentativo o temporal, predominando una circularidad migratoria que, desde la perspectiva transnacional (López de Lera y Pérez-Caramés, 2015), pone de manifiesto los límites borrosos con otros procesos de movilidad (Carling y Erdal, 2014). Por otra parte, se multiplican las estrategias familiares y de los hogares para minimizar el impacto de la crisis, con la provisional separación de sus miembros, o con nuevas formas de convivencia (el marido que retorna, frente a la esposa que permanece, o viceversa; la mujer que vuelve a trabajar como interna, tras una etapa en la que se había establecido por su cuenta, u otras situaciones de ese tipo); el trabajador español que emigra solo porque su empresa le plantea la alternativa de la rescisión de su contrato, o la de ocupar un puesto en las operaciones que realiza dicha compañía en el exterior, por ejemplo). Así, Recaño y Jáuregui (2014) indican que el predominio masculino entre los retornados a América Latina, junto con un perfil etario en el que abundan los menores de 20 y los mayores de 50, forman parte de una estrategia familiar de hacer permanecer en España a los miembros más productivos del hogar.

En cualquier caso, el impacto de la crisis en las migraciones, desde la perspectiva de la incipiente postcrisis, nos permite valorar que pocos años después de que el saldo migratorio español se tornara negativo y de que se contrajera la inmigración latinoamericana, desde 2015, aproximadamente, se han reanudado las tendencias de principios de siglo, si bien con notables diferencias según los países. Así, un escenario de compleja movilidad caracteriza las relaciones migratorias de España con Argentina o de España con la República Bolivariana de Venezuela, a consecuencia de una historia migratoria de largo recorrido, más allá de la existencia de ciertas coyunturas de índole política y económica. Sin embargo, en el caso de los países con una menor vinculación migratoria, como los de la mayor parte de Centroamérica (Honduras y Guatemala, por ejemplo) los flujos son más unidireccionales y reproducen las pautas que años atrás habían desarrollado otros. Por último, el nivel de “maduración” de las relaciones migratorias de España y América Latina ha hecho que se consoliden nuevas identidades y el sentido de pertenencia a más de un lugar (Dunn, 2010) por parte de las comunidades de migrantes, lo que refuerza la historia compartida de ambas orillas del Atlántico.

B. Fuentes y metodología de análisis

En España, la estadística de variaciones residenciales (EVR) ha constituido la fuente tradicional para el análisis de los flujos de migración tanto interior como internacional. Esta estadística tiene como base fundamental el Padrón Municipal y el Registro de Matrícula Consular, piezas clave del sistema de producción de estadísticas oficiales de población y migraciones del Instituto Nacional de Estadística (INE) (véase el diagrama 1). Desde 2002 la EVR viene proporcionando datos sobre flujos de emigración española hacia el exterior. Para la población con nacionalidad española, la información sobre variaciones residenciales entre España y el extranjero se obtiene a partir de la explotación estadística de las inscripciones o altas y de las bajas como residente en los registros consulares, así como de sus correspondientes altas y bajas en los padrones municipales.

Diagrama 1

España: sistema de estadísticas oficiales de población y migraciones

Fuente: Elaboración propia.

Pese al avance que ha supuesto la utilización de estos registros, la fiabilidad de las cifras de la EVR ha sido cuestionada por numerosos especialistas que consideran que la fuente no contabiliza adecuadamente las salidas al exterior debido a que son muchos los emigrantes que no se inscriben (o demoran mucho tiempo en hacerlo) en los registros consulares (Romero-Valiente, 2017). Este hecho no es una anomalía del sistema estadístico, sino un problema generalizado en la mayoría de los países. Numerosas investigaciones han mostrado la existencia de mayores dificultades para la cuantificación de los flujos de salida que los de entrada debido a que, por un lado, la emigración está sometida a menores controles administrativos por parte del país emisor y, por otro, a que los emigrantes tienen pocos incentivos para informar sobre su salida a las autoridades correspondientes. Como consecuencia, las cifras de emigración de los países emisores suelen ser notablemente inferiores a las de inmigración de personas procedentes de los mismos, que publican los países receptores (De Beery otros, 2010; Nowok, Kupiszewska y Poulain, 2006).

En el caso que nos ocupa, la magnitud y características del subregistro, así como sus efectos en las estadísticas, han sido puestas de relieve en algunos trabajos (Ródenas y Martí, 2016). Romero-Valiente e Hidalgo-Capitán (2014) estiman que poco más de la mitad de los españoles emigrados entre 2008 y 2012 se habrían inscrito en los registros consulares y muestran, a su vez, la existencia de una relación estrecha y directa entre los niveles de subregistro, el país de destino y la antigüedad de la emigración. Así, la propensión a inscribirse sería menor entre los emigrados más recientes y entre aquellos que tienen como destino países del entorno europeo (Romero-Valiente e Hidalgo-Capitán, 2014). El hecho de que la inscripción en el registro de matrícula consular no sea obligatoria, así como la falta de información o de interés en realizarla (en especial, en el contexto de libre circulación de la Unión Europea) constituirían, entre otros, los principales factores explicativos (Romero-Valiente, 2017).

Las limitaciones de la EVR para la medición de los flujos motivaron que el INE emprendiera una nueva operación estadística, la estadística de migraciones[5]. Esta estadística, cuya serie se inicia en 2008, también se nutre de las variaciones residenciales registradas en los padrones, a las que se aplica un procedimiento estadístico para ajustar la información al concepto internacional de migración a largo plazo y estimar los movimientos no registrados. Asimismo, el INE realiza un tratamiento de refinamiento de los datos mediante la imputación del país de nacionalidad, origen y destino para aquellos individuos de los que se desconoce dicha información[6].

La estadística de mediciones ha supuesto una indudable mejora en la aproximación estadística al fenómeno y actualmente constituye la fuente de referencia sobre migraciones en España para la elaboración de estadísticas oficiales. No obstante, en el presente estudio hemos optado por utilizar los datos de la EVR, a pesar de sus limitaciones. Esta decisión se justifica por dos razones. En primer lugar, la estadística de migraciones, a diferencia de la EVR, no permite realizar tabulaciones desagregadas. En segundo lugar, el período que comprende la estadística de migraciones, con datos disponibles desde el 2008, impide analizar los cambios en la intensidad, estructura demográfica y destinos de las salidas producidas en años precedentes. Cabe señalar que las dos fuentes marcan unas tendencias de evolución relativamente similares con discrepancias no muy acusadas respecto a las cifras de migración exterior.

Este trabajo sitúa el foco de interés en los procesos migratorios de la población española no vinculada a la reciente inmigración internacional en España. De manera operativa, la población objeto de estudio se ha definido a partir de la combinación de las variables país de nacimiento y país de nacionalidad. El criterio adoptado reduce el sesgo que provoca el efecto selectivo que tiene la adopción de una u otra variable, especialmente sobre algunos grupos de edades. Por tanto, nuestro análisis se centra en la emigración exterior de la población nacida en España con nacionalidad española con destino a países de América Latina y Europa. La referencia temporal adoptada abarca los últimos 13 años, de 2006 a 2017, período que se ha dividido en cuatro etapas coincidentes parcialmente con las fases del ciclo económico y migratorio en España: 2006-2008, fase de expansión económica y apogeo de la inmigración internacional; 2009-2011, inicio de la crisis e inflexión del ciclo migratorio; 2012-2014, segunda recesión y profundización del declive migratorio; y 2015-2017, incipiente recuperación económica, reactivación de los flujos de entrada y disminución de las salidas. Para el análisis demográfico se han calculado las tasas de emigración y las tasas específicas de emigración por edad. A partir de las tasas de emigración por edad también se ha calculado el índice sintético de emigración exterior (véase el anexo final) como indicador resumen de la intensidad media. Las poblaciones de referencia para los denominadores se han obtenido de los microdatos del Padrón continuo.

C. El impacto migratorio de la reciente crisis económica en España

Es bien sabido que la crisis económica ha tenido un fuerte impacto en las condiciones de vida de la población en España. Una de las consecuencias inmediatas del deterioro del mercado laboral y el empeoramiento de las condiciones económicas y sociales fue el cambio en las dinámicas migratorias. En primer lugar, se produjo una disminución de llegadas, especialmente llamativa tras un período previo marcado por unos flujos masivos que convirtieron a España, a mediados de la primera década del siglo XXI, en uno de los principales países receptores de migración internacional, sólo por detrás de los Estados Unidos. Ya en 2008, el número de llegadas se redujo un 24% en relación con el año anterior. Este descenso, que siguió en años posteriores, se vio acompañado por un claro incremento de las salidas (el 21% en 2009) alcanzándose un saldo migratorio negativo en el año 2012 (véase el gráfico 1).

La mayor diferencia entre las entradas y salidas del país se produjo en 2013, cuando el volumen de emigraciones superó al de inmigraciones en más de 111.000 movimientos. Desde entonces, el saldo migratorio negativo tiende a reducirse como consecuencia de la mejora de la coyuntura económica en España. En 2015, las entradas superaron ligeramente a las salidas, volviéndose a registrar un saldo migratorio positivo que se ha visto afianzado en los dos últimos años.

Gráfico 1

España: inmigración y emigración exterior y evolución del saldo migratorio, 2006-2017

(En miles de personas)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

Una parte mayoritaria de la emigración que tuvo lugar durante los años mencionados estaba constituida por población vinculada a la reciente inmigración internacional que decide retornar a sus países de origen o emprende un nuevo proyecto migratorio, dirigiéndose hacia otros países de destino. Según los datos de la EVR (véase el cuadro 1), poco más del 10% de los 4,2 millones de salidas registradas entre 2006 y 2017 fueron protagonizadas por población española autóctona o nativa (nacida en España y con nacionalidad española). No obstante, y al margen del menor peso que representan en los flujos, es evidente que la emigración de españoles (que también incluye la de segundas generaciones de inmigrantes, no distinguible estadísticamente a través de la EVR), muestra una clara progresión ascendente hasta 2015, momento en que el crecimiento se interrumpe para dar paso a una disminución de las salidas durante el último bienio.

Una aproximación más ajustada a las tendencias recientes se obtiene a partir del análisis de la intensidad de los flujos, en tanto que las cifras de salidas dependen, básicamente, de los efectivos de población y de su estructura. Para ello, hemos calculado el índice sintético de emigración exterior, que permite medir la propensión a emigrar teniendo en cuenta la influencia de la estructura por edades de la población. En el cuadro 2 se recogen los resultados para cada una de las etapas consideradas, distinguiendo a los diferentes grupos de población según el sexo, el país de nacimiento y la nacionalidad.

Cuadro 1

Emigración exterior desde España según el país de nacimiento y la nacionalidad, 2006-2017

(En número de personas)

Año

Nacidos en España con nacionalidad española

Nacidos en España con nacionalidad extranjera

Nacidos en el extranjero con nacionalidad española

Nacidos en el extranjero con nacionalidad extranjera

Total

2006

17 886

3 465

4 142

116 778

142 271

2007

22 527

5 883

5 564

193 091

227 065

2008

25 888

7 165

8 565

224 842

266 460

2009

25 550

8 577

9 822

279 692

323 641

2010

26 693

12 518

10 585

324 158

373 954

2011

37 928

12 741

14 913

304 958

370 540

2012

37 675

13 991

18 717

306 666

377 049

2013

47 278

16 390

25 171

364 704

453 543

2014

50 626

16 177

29 515

349 249

445 567

2015

59 965

14 908

34 492

317 777

427 142

2016

56 762

14 746

34 297

305 749

411 554

2017

48 400

15 354

30 809

316 681

411 244

Período

2006-2008

66 301

16 513

18 271

534 711

635 796

2009-2011

90 171

33 836

35 320

908 808

1 068 135

2012-2014

135 579

46 558

73 403

1 020 619

1 276 159

2015-2017

165 127

45 008

99 598

940 207

1 249 940

2006-2017

457 178

141 915

226 592

3 404 345

4 230 030

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

Cuadro 2

Índice sintético de emigración exterior según sexo, país de nacimiento y nacionalidad, 2006-2017 (trienios)

(En porcentajes y número de personas)

Nacidos en España con nacionalidad española

Nacidos en España con nacionalidad extranjera

Nacidos en el extranjero con nacionalidad española

Nacidos en el extranjero con nacionalidad extranjera

Total

Hombres

2006-2008

0,045

1 992

0,654

2 740

0,378

2009-2011

0,065

3 496

1,020

4 748

0,655

2012-2014

0,100

4 157

1,484

6 585

0,791

2015-2017

0,123

5 233

1,626

8 466

0,799

Mujeres

2006-2008

0,044

1 677

0,576

2 652

0,300

2009-2011

0,060

2 963

0,884

4 215

0,509

2012-2014

0,090

3 795

1,298

5 896

0,643

2015-2017

0,116

4 600

1,460

7 379

0,682

Total

2006-2008

0,045

1 808

0,609

2 712

0,340

2009-2011

0,062

3 188

0,943

4 496

0,583

2012-2014

0,095

3 960

1,379

6 250

0,717

2015-2017

0,119

4 900

1,531

7 906

0,738

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990; Estadística del padrón continuo [base de datos en línea] https://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177012&menu=resultados&idp=1254734710990.

El primer aspecto a destacar es que a lo largo del periodo estudiado, la intensidad emigratoria de la población nativa española es notablemente más baja que la del resto de grupos de población. A modo de ejemplo, durante el trienio más reciente (2015-2017), la propensión a emigrar de los extranjeros ha sido 66 veces superior a la de la población española nativa. Asimismo, la propensión de los extranjeros nacionalizados españoles o de los nacidos en España con nacionalidad extranjera alcanzaba una magnitud entre

13 y 41 veces superior, respectivamente, a la de los españoles autóctonos.

Un segundo aspecto a tener en cuenta es la temporalidad. Los cuatro grupos considerados han visto incrementarse sus niveles de emigración exterior a partir de 2009, aunque con una tendencia diferente: mientras que para la población extranjera la mayor variación relativa en la emigración exterior se produce en 2009 y 2010, en el caso de los españoles ocurre a partir de 2011. Así pues, en el contexto de crisis y recuperación, vemos que la emigración de la población española autóctona se caracterizado por una respuesta desigual en temporalidad e intensidad a la población extranjera. Este hecho se explica por la concurrencia de varios factores. El primero es el impacto del desempleo en la población inmigrante. Los trabajadores inmigrantes se vieron afectados por el paro antes y más intensamente que la población española, debido a que los primeros tienden a estar ocupados en empleos del mercado de trabajo secundario, en sectores caracterizados por una elevada precariedad e inestabilidad (Muñoz, 2016). En el caso de la población extranjera, la falta de capital social sería un segundo factor que, en conjunción con una débil cobertura del sistema de bienestar, habría impedido a muchos inmigrantes hacer frente a periodos de desempleo prolongado o disminución de ingresos. Ante esta situación, la emigración de retorno o la reemigración a terceros países ha constituido una estrategia individual y familiar para hacer frente a la crisis (Recaño y Jáuregui, 2014; Ortega-Rivera, Domingo y Sabater, 2016). En cambio, en el caso de la emigración de españoles, su temporalidad estaría más asociada al fin de las políticas de estímulo y la implementación de políticas de ajuste que fueron aplicadas por los sucesivos gobiernos españoles a partir de mayo de 2010. Es decir, reflejaría el impacto de las políticas de austeridad sobre el empleo, sobre todo en el sector público, que no habrían hecho sino ahondar las consecuencias económicas y sociales de la crisis (Domínguez-Mujica, Díaz-Hernández y Parreño-Castellano, 2016).

D. Principales destinos de la emigración española hacia América Latina

El análisis de los flujos según la región de destino muestra la existencia de dos grandes áreas receptoras de emigración española: la Unión Europea y América Latina. Si nos centramos en los datos agregados para el período comprendido entre 2006 y 2017, de un total de 457.113 salidas, cerca de la mitad (48,1%) tuvieron como destino países de la Unión Europea, mientras que alrededor de una de cada cuatro (23%) se dirigieron hacia América Latina. El resto de las salidas se reparten entre América del Norte (10%) y la Europa no comunitaria (8%) que, con los demás países, pueden considerarse destinos periféricos (véase el cuadro 3).

Cuadro 3

Distribución de las salidas de españoles nacidos en España por destinos migratorios, 2006-2017 (trienios)

(En porcentajes y número de personas)

2006-2008

2009-2011

2012-2014

2015-2017

2006-2017

Total

Porcentaje

Total

Porcentaje

Total

Porcentaje

Total

Porcentaje

Total

Porcentaje

Europa

37 881

57,2

48 341

53,6

74 517

55,0

95 382

57,8

256 121

56,0

Unión Europea

(28 países)

32 491

49,0

41 221

45,7

63 687

47,0

82 252

49,8

219 651

48,1

Resto de Europa

5 390

8,1

7 120

7,9

10 830

8,0

13 130

8,0

36 470

8,0

África

3 162

4,8

4 593

5,1

4 261

3,1

4 494

2,7

16 510

3,6

América

21 106

31,8

30 615

34,0

47 064

34,7

52 304

31,7

151 089

33,1

América

del Norte

8 064

12,2

9 473

10,5

12 183

9,0

16 176

9,8

45 896

10,0

América Latina

13 042

19,7

21 142

23,4

34 881

25,7

36 128

21,9

105 193

23,0

Asia

3 480

5,3

5 573

6,2

8 062

5,9

10 457

6,3

27 572

6,0

Oceanía

654

1,0

1 041

1,2

1 661

1,2

2 465

1,5

5 821

1,3

Total

66 283

100

90 163

100

135 565

100

165 102

100

457 113

100

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

En un balance general como el que figura en el cuadro 4 puede constatarse que la dirección de los flujos experimenta una notable diversificación en sus destinos hacia América Latina, pues a los tradicionales países de acogida (Argentina, Brasil, Chile, República Bolivariana de Venezuela o México) se suman los Estados andinos (Estado Plurinacional de Bolivia, Colombia, Ecuador y Perú) y algunos de Centroamérica y Caribe (Panamá o República Dominicana). Los vínculos migratorios históricos entre origen y destino y la estructura demográfica de los flujos permiten establecer, al menos, tres tipos distintos de países.

Por una parte, están los países que —como el Ecuador, el Estado Plurinacional de Bolivia, Colombia, la República Dominicana y el Perú— fueron protagonistas del auge de la inmigración internacional en España y, ya con el cambio de ciclo migratorio, del retorno y la reemigración. En general, se trata de países mayoritariamente receptores de emigrantes de retorno y migraciones de “arrastre” de menores nacidos en España, con nacionalidad española; en segundo lugar, países como la Argentina y la República Bolivariana de Venezuela, con una estrecha relación migratoria con España consolidada históricamente a través de corrientes de población española y latinoamericana en ambos sentidos, con una importante presencia de mayores; por último, países como Chile, México, el Brasil y Panamá que, aun teniendo un vínculo con España más débil que los anteriores, aparecen como destinos preferentes en los años de crisis y muestran un claro predominio de migrantes en edad laboral de 20 a 39 años. La secuencia de los flujos permite observar como el Ecuador va ganando posiciones en el listado de destinos, convirtiéndose en el principal receptor de emigración española a partir de 2012. Tal como se indicó anteriormente, un número importante de las salidas correspondió a menores nacidos en España. No obstante, la expansión económica y la demanda del mercado de trabajo ecuatoriano también han impulsado la llegada de profesionales y trabajadores cualificados en el sector servicios, el turismo y, en especial, la construcción, sector que ha experimentado un cierto auge en los últimos años gracias a las grandes inversiones en obras públicas. Aunque cuantitativamente inferior, cabe señalar la movilidad académica promovida por el gobierno ecuatoriano a través de procesos de contratación por parte de universidades o de programas específicos (Pérez-Gañán y Moreno, 2018; Rodríguez-Fariñas, Romero-Valiente e Hidalgo-Capitán, 2015b; Vega, 2016).

Cuadro 4

Países de destino de los emigrantes nacidos en España con nacionalidad española, 2006-2017 (trienios)

(En porcentajes y número de personas)

2006-2008

2009-2011

País

Emigraciones

Porcentaje

del total

País

Emigraciones

Porcentaje

del total

Argentina

2 673

20,5

Argentina

3 294

15,6

Venezuela (República Bolivariana de)

1 595

12,2

Ecuador

3 273

15,5

Colombia

1 249

9,6

Venezuela (República Bolivariana de)

2 584

12,2

México

1 161

8,9

Brasil

1 993

9,4

Chile

937

7,2

México

1 607

7,6

Ecuador

867

6,6

Chile

1 345

6,4

Brasil

866

6,6

Bolivia (Estado Plurinacional de)

1 343

6,4

República Dominicana

660

5,1

Perú

1 212

5,7

Perú

555

4,3

Colombia

1 060

5,0

Bolivia (Estado Plurinacional de)

475

3,6

República Dominicana

812

3,8

Resto de los países

2 000

15,3

Resto países

2 619

12,4

Total

13 038

100

Total países

21 142

100

2012-2014

2015-2017

País

Emigraciones

Porcentaje

del total

País

Emigraciones

Porcentaje

del total

Ecuador

7 655

21,9

Ecuador

5 665

15,7

Chile

3 671

10,5

México

5 499

15,2

Venezuela (República Bolivariana de)

3 518

10,1

Chile

3 933

10,9

Colombia

3 451

9,9

Colombia

3 219

8,9

Brasil

3 231

9,3

Brasil

2 643

7,3

Argentina

3 169

9,1

Venezuela (República Bolivariana de)

2 598

7,2

Perú

2 364

6,8

Argentina

2 569

7,1

Bolivia (Estado Plurinacional de)

1 688

4,8

Perú

2 379

6,6

México

1 403

4,0

República Dominicana

1 843

5,1

Panamá

1 130

3,2

Bolivia (Estado Plurinacional de)

1 658

4,6

Resto de los países

3 595

10,3

Resto países

5 777

16,0

Total

34 875

100

Total países

36 125

100

2006-2017

País

Emigraciones

Porcentaje

del total

Ecuador

17 461

16,6

Argentina

11 706

11,1

Venezuela (República Bolivariana de)

10 295

9,8

Chile

9 887

9,4

México

9 671

9,2

Colombia

8 980

8,5

Brasil

8 735

8,3

Perú

6 510

6,2

Bolivia (Estado Plurinacional de)

5 164

4,9

República Dominicana

4 261

4,1

Resto de los países

12 523

11,9

Total

105 193

100

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

Otros países que han cobrado relevancia son México y Chile, que probablemente son los países que recibieron a un mayor número de personas adultas españolas en el contexto de la crisis. La estabilidad política y el dinamismo económico de ambos países, en el contexto latinoamericano, así como la presencia de empresas españolas, han favorecido la incorporación no sólo de profesionales y trabajadores cualificados en determinados segmentos del mercado laboral sino también de investigadores y personal académico en educación superior (Rodríguez-Fariñas, Romero-Valiente e Hidalgo-Capitán, 2015a y 2016).

E. Perfiles demográficos de los emigrantes

La evolución de la relación de masculinidad pone de relieve el predominio masculino en los flujos de emigración española con destino a América Latina, así como sus diferencias respecto a los otros grupos de población vinculados con la reciente inmigración internacional (véase el gráfico 2).

Así, la proporción de varones respecto al total de salidas alcanzó el 58,7% en el período 2015-2017, más de 10 puntos por encima que la observada entre los extranjeros (48,6%) y extranjeros nacionalizados (46,2%). Teniendo en consideración la edad, las disparidades por sexo en la emigración española se minimizan entre los menores, mientras que aumentan entre los adultos-maduros, hecho que contrasta con la feminización de las salidas de población extranjera.

Gráfico 2

España: varones en las salidas hacia América Latina según grupos de edad, país de nacimiento y nacionalidad, 2015-2017

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

Un análisis detallado de la estructura por sexo y edad de las salidas hacia los principales países de destino permite detectar patrones diferenciados que refuerzan la clasificación tipológica que establecimos anteriormente (véase el gráfico 3). En primer lugar, encontramos el grupo de países andinos, encabezados por el Ecuador, el Estado Plurinacional de Bolivia y Colombia, caracterizados por recibir flujos con una composición por sexo menos desequilibrada y una elevadísima proporción de población infantil y adolescente. A este grupo cabría añadir el Perú y la República Dominicana, destinos con un mayor desequilibrio por sexo en las salidas y con una presencia más importante de población adulta y joven. Lo anterior pone de manifiesto que se trata mayoritariamente de flujos que se corresponden, como se indicó más arriba, con un patrón de migración familiar no tanto de emigrantes autóctonos sino de menores y jóvenes nacidos en España, hijos de emigrantes extranjeros que acompañan a sus progenitores en el retorno o la reemigración. No obstante, en los últimos años se aprecia que la población adulta-madura cobra una mayor relevancia en las salidas, lo que reflejaría un incremento de la migración laboral y familiar de españoles autóctonos.

Gráfico 3

Distribución relativa por edad de los emigrantes españoles nacidos en España según país de destino, 2006-2017 (trienios)

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

La Argentina y la República Bolivariana de Venezuela representan el segundo tipo de destinos de la emigración más reciente. Ambos países, con una estrecha relación migratoria con España, se caracterizan por ser receptores, a lo largo del período de estudio, de unos flujos con una composición por sexo muy equilibrada y una elevada proporción de población adulta–madura y en edad de retiro, especialmente en el caso de la República Bolivariana de Venezuela. Estos flujos se corresponderían, por una parte, con un patrón migratorio protagonizado por población emigrante nacida en España retornada y que, en el contexto de crisis, deciden emprender una nueva emigración a estos países, acompañados —en muchos casos— por sus descendientes. Por último, el tercer tipo de destinos estaría formado por Chile, México, el Brasil y Panamá, receptores de flujos compuestos mayoritariamente por varones en edades adultas jóvenes y adultas-maduras que se corresponderían con un patrón de migración laboral.

F. Similitudes y diferencias de la emigración española hacia América Latina y Europa

Desde un punto de vista histórico, en el momento en que se registraba ya una cierta disminución de la emigración hacia América Latina, a principios de los años sesenta del siglo XX comenzó una masiva salida hacia Europa, de más de un millón de personas, como resultado de dos procesos coincidentes: el exceso de población adulta joven que se estaba acumulando en España, fruto del mantenimiento de altas tasas de natalidad, y los procesos de reconstrucción post-bélica en los países de Europa centro-occidental, con fuerte demanda de trabajadores. Los destinos preferidos fueron Francia, Alemania, Suiza, Bélgica y el Reino Unido y vinieron precedidos en el caso de Francia por una emigración temporal (emigración golondrina) con motivo de los trabajos estacionales en las explotaciones agrícolas francesas.

Posteriormente, desde finales de los años noventa del siglo pasado Europa ha sido el primer destino de la emigración de nativos españoles y, según los datos oficiales más recientes, desde que empezaron a notarse en España los efectos de la “crisis financiera/laboral” de 2008-2009), muchos de sus países han reforzado su predominio como principal destino de la corriente de salida de nativos-españoles. Los casi 270.000 emigrantes nativos que eligieron un país europeo entre 2005 y 2017 representan más de la mitad (56%) del total de la emigración registrada de nativos-españoles y más del doble de los que se dirigieron a América Latina (aproximadamente 110.000 personas). Con el comienzo en 2015 de la etapa de recuperación en los indicadores macroeconómicos españoles, se acentuó el predominio europeo. Mientras la corriente de emigración a América Latina comenzó a descender en 2015, la de Europa lo hizo al año siguiente. El descenso de salidas hacia América Latina fue sensiblemente mayor (32% entre 2005 y 2017) que el que registró la corriente europea (-14% respectivamente), acercándose al 50% en algunos países (Chile, Brasil). Posiblemente, el menor descenso de los flujos hacia los países europeos indica que sus factores de atracción han seguido siendo más valorados que los débiles signos de recuperación en el mercado laboral español (véase el cuadro 4).

A este respecto, cabe recordar que en la corriente latinoamericana hay un grupo de menores que posiblemente hayan ido solos o acompañando a sus padres no nativos en su retorno. A medida que pasa el tiempo ha ido disminuyendo el retorno y la reemigración de inmigrantes latinoamericanos, por lo que también ha disminuido el número de menores que los acompañan.

G. Principales destinos de la emigración española hacia Europa

Al igual que en el caso de América Latina, esta nueva etapa de emigración española a Europa mantiene las mismas preferencias que la anterior (1950-1974), en las que predominó un pequeño grupo de países encabezados por el Reino Unido, Francia y Alemania (24,5%, 19,5% y 17,1% respectivamente, del total acumulado en 2005 a 2017) y seguidos a cierta distancia por Suiza (9%); Bélgica (5%) y los Países Bajos (4%) (véase el gráfico 4).

Gráfico 4

Principales países de la emigración de españoles nacidos en España, 2006-2017

(En número de personas)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

En comparación con la corriente latinoamericana, durante los 13 años del estudio los nativos españoles que se dirigen a Europa muestran una mayor concentración en sus destinos, preferencia aún más evidente si tenemos en cuenta que los tres primeros países en Europa concentran el 61% de las salidas, casi el doble que las que corresponden al Ecuador, la Argentina y la República Bolivariana de Venezuela (38%).

H. Perfiles demográficos de los emigrantes

Estas dos corrientes también se diferencian en su composición por sexo. La que se dirige a Europa muestra una cierta mayoría femenina, con tendencia al equilibrio desde el principio de la etapa de recuperación, en relación con la mejor respuesta que han registrado las mujeres en la recuperación de la población ocupada. Durante la primera etapa (2006-2008), anterior a la crisis, la emigración hacía Europa mostró un claro predominio femenino (alrededor del 55% de mujeres), pero durante las dos etapas de la crisis se fue equilibrando el peso entre hombres y mujeres, oscilando alrededor del 50% (2012-2015). Es probable que, durante la expansión económica, la demanda de profesionales en el mercado de trabajo de salud, ligeramente feminizado, así como la posibilidad de combinar estudios de inglés con trabajos esporádicos de niñeras haya podido contribuir a este ligero desequilibrio. Teniendo en cuenta que la ocupación femenina en el mercado español muestra mayor dinamismo que la masculina, aún es pronto para saber si se va a mantener la leve recuperación del peso de las mujeres que muestran los dos últimos años en las salidas de nativos españoles hacia Europa (véase el gráfico 5).

Gráfico 5

Mujeres en las salidas de españoles nacidos en España según región de destino, 2006-2017

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

Por el contrario, en la corriente hacia América Latina, como ya indicamos, el predominio masculino es claro y en continuo aumento, tanto antes, como durante y después de la crisis (55% de varones en 2006 y el 60,3% en 2017). En otras palabras, en la reciente etapa de “recuperación”, la disminución de las salidas de mujeres hacia América Latina supera la de los hombres, mientras que en la emigración hacia Europa ocurre lo contrario. Parece que las dificultades por las que están pasando algunos países latinoamericanos están desalentando más a las mujeres, mientras que en la emigración a Europa los efectos de atracción al parecer siguen siendo más efectivos entre las mujeres que entre los hombres.

De hecho, esta mayoría femenina en las salidas de nativos españoles hacia Europa no se ajusta a la tendencia general, pues en el acumulado de 2006-2017 todas las demás corrientes muestran un predominio masculino. Esta situación refleja la percepción de la atracción del destino europeo para las mujeres españolas: mayor proximidad geográfica y, por tanto, conectividad con sus lugares de origen, empleo más numeroso en el sector servicios y la garantía de la libre circulación que representa la pertenencia al ámbito supranacional de la Unión Europea.

Los perfiles por edad también muestran dos tipos diferentes de emigración (véase el gráfico 6). La corriente hacia América Latina ofrece un perfil más diverso, con mayor presencia de menores y mayores (36% de menores de 15 años y 14% de mayores de 64), dado que incluye un número indeterminado de niños y niñas, descendientes de migrantes latinoamericanos que habían venido a España y que acompañan a sus ascendientes de vuelta. Pero la corriente hacia Europa muestra un claro perfil laboral (78% de 15 a 64 años), a semejanza de la que podríamos reconocer en unos pocos países, como los mencionados de Chile, México, el Brasil o Panamá. Por tanto, la composición de los flujos por sexo y edad revela que la emigración laboral reciente desde España, en la que participan fundamentalmente adultos jóvenes (de 25 a 44 años), se manifiesta con claridad en la mayoría de los países de la Unión Europea, especialmente de Europa Occidental, así como en unos pocos países latinoamericanos, siendo Chile el caso más representativo, pero también México, el Brasil y Panamá, a los que habría que sumar los Estados Unidos, Australia y otros países llamados emergentes (Emiratos Árabes y China, entre otros).

Gráfico 6

Patrón relativo de edad de la emigración de españoles nacidos en España según región de destino (Europa/América Latina), 2006-2017

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de variaciones residenciales [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177013&menu=resultados&idp=1254734710990.

En lo que respecta a Europa, los países del centro-norte (Reino Unido; Francia; Alemania; Suiza; Bélgica; Países Bajos y otros son el destino preferido de los nativos españoles. Hacia los países del Este europeo (Polonia; Rusia; Rumania; República Checa; Hungría, entre otros), antiguos componentes del bloque oriental, apenas se ha dirigido un 3%. Dado que nos estamos refiriendo a una emigración laboral cualificada, es comprensible que se elijan países donde los salarios duplican o triplican a los de los países del Este, aunque salvando las diferencias de volumen, los perfiles por edad de estas dos regiones europeas son similares, baja presencia de menores (21% en Europa Occidental y 19% en Europa de Este), fuerte concentración en las edad adultas centrales (20-49 años) de más de la mitad de los emigrantes (55% en Europa Occidental y 59% en Europa del Este) y escasa presencia de mayores de 60 años (6% y 3% respectivamente).

En conclusión, el perfil predominante de la emigración hacia Europa es distinto del de América Latina, con fuerte presencia de mayores y menores. Solo en dos países de Europa occidental (Francia y Bélgica) el porcentaje de migrantes de 25-44 años está por debajo del 50%, debido a que la presencia de menores supera el 25%, asemejándose su perfil a los de los países latinoamericanos con fuerte presencia de menores, pero a diferencia de estos no creemos que se trate de una emigración de remolque del retorno de emigrantes franceses o belgas, sino más bien de la emigración de parejas jóvenes con hijos, que encuentran en estos países un entorno de acogida propicio, debido a la gran comunidad española que tradicionalmente ha residido en ellos.

I. Conclusiones: persistencias y transformaciones en los movimientos migratorios de España y América Latina

La reciente emigración exterior de nativos españoles ha dado lugar a un gran número de estudios y publicaciones. La mayor parte de ellos se hacen eco de la intensidad que adquiere esta emigración en relación con etapas previas a la crisis económica y en cómo la situación de desempleo, especialmente de los jóvenes y adultos jóvenes, se convierte en su detonante.

En el caso que nos ocupa, el análisis cuantitativo de los patrones de esta emigración a América Latina, revela que sus países ejercen una menor atracción laboral que otros europeos, de forma que se puede considerar un destino secundario de los flujos laborales. No obstante, la dirección de la emigración sitúa a algunos de ellos como destinos emergentes, especialmente a Chile, México, el Brasil y Panamá. Ahora bien, lo que alimenta, especialmente las corrientes de emigración es la de niños españoles que se dan de alta en aquellos países desde los que llegó un mayor número de inmigrantes (Colombia, Ecuador, Bolivia y entre otros), lo que indica procesos de retorno de sus padres, acompañados de hijos nacidos en España. Un capítulo añadido merecen los flujos con aquellos países con fuertes vínculos migratorios del pasado (Sánchez, 1995), como la Argentina, Cuba o la República Bolivariana de Venezuela, por ejemplo, con respecto a los cuales se reconoce un vaivén migratorio, con la participación de personas de distintas edades y circunstancias. Esto es, las razones y los proyectos que alientan esta nueva emigración de españoles autóctonos revisten una enorme diversidad, que solo puede ser explicada abriendo la perspectiva al tiempo largo de la historia y de los vínculos de ida y vuelta que unen a España y América Latina.

Ahora bien, si los destinos de la reciente emigración española a América Latina destacan por su dispersión, cuando los comparamos con las elecciones que realizan quienes emigran a Europa, nos encontramos con la imagen inversa, al producirse una muy elevada concentración en torno a tres países (Reino Unido, Alemania y Francia), que coinciden con los que fueron los destinos de la emigración española previa a la crisis del petróleo. Cabe preguntarse aquí si a la elevada capacidad de absorción de mano de obra inmigrante con la que cuentan estos tres países y la facilidad del establecimiento dada la libre circulación comunitaria, no debe sumarse también el mantenimiento de redes transnacionales de contactos y capital social de la previa ola de emigración por aquéllos que protagonizan este nuevo flujo como factor explicativo del fenómeno.

También cabe brindar atención a la diferenciada composición por sexos del destino latinoamericano, que adquiere especial relevancia si la comparamos con la distribución relativamente equilibrada por sexos que la emigración española nativa adquiere en sus destinos europeos. En los grupos etarios de jóvenes adultos la participación de mujeres es menor, sobre todo a partir de los treinta años, lo que puede ser interpretado de distintas formas. En primer lugar, habría que considerar si obedece a una menor emigración familiar; en segundo lugar, si la especialización laboral que ocupa a estos migrantes corresponde a perfiles profesionales más masculinizados, de carácter técnico; en tercer lugar, si esta emigración que necesariamente implica un desplazamiento a mayor distancia y costo que la que tiene como destino Europa, puede acarrear consecuencias con respecto a la pérdida de vínculos con el hogar, la familia y las amistades españolas, a los que no quieren renunciar; o si entraña proyectos migratorios de carácter definitivo frente a los temporales de Europa, que se interpretan, muchas veces, como primeras experiencias laborales. En cualquier caso, no es una dimensión baladí si se tiene en cuenta que, en sentido contrario, la inmigración desde América Latina hacia España la han protagonizado fundamentalmente mujeres.

Por último, otra de las divergencias entre el patrón migratorio de los españoles nativos que se dirigen a América Latina y quienes eligen Europa tiene que ver con su distribución por edades. En los destinos latinoamericanos destaca nuevamente una cierta diversidad en la composición etaria: a una proporción importante de menores, que puede explicarse por un cierto fenómeno de “arrastre” de migración de retorno de sus ascendientes, se suman la población joven y joven adulta y, finalmente, quienes suman más de 50 años también tienen su relevancia entre quienes dejan España para dirigirse a algún país latinoamericano. Frente a este patrón, el de la emigración con destino europeo se muestra mucho más homogéneo con una concentración significativa en las edades adultas jóvenes. A la diversidad de proyectos y motivos que están detrás de las salidas a América Latina podrían sumarse otros elementos explicativos propios de los destinos europeos, como la existencia de un espacio europeo de educación superior que fomenta la movilidad estudiantil e investigadora o la mayor proximidad, el menor costo del transporte y la práctica ausencia de trabas burocráticas para residencia y trabajo, que permiten desarrollar proyectos migratorios de carácter más tentativo, circulares o incluso temporales.

En suma, el reciente incremento del flujo de emigración autóctona desde España, cuyo análisis se ha encuadrado en el estrecho marco de la crisis económica que ha azotado al país, despierta todavía numerosos interrogantes, pues la evidencia empírica que se ha ido reuniendo en estos años es aún escasa y hace necesaria —como se ha mostrado en este trabajo— una mirada más amplia a la historia de las relaciones migratorias, pero también a los vínculos sociales y económicos, que unen a origen y destinos.

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Anexo A1

Índice de emigración exterior

El índice sintético de emigración exterior es la suma de las tasas de emigración exterior por edad y se define como el número medio de veces que un individuo proveniente de un determinado ámbito geográfico emigraría con destino al extranjero a lo largo de su vida en caso de mantener la misma intensidad a la emigración por edad que la observada en el año t en dicho grupo poblacional. Se calcula como la suma de las tasas de emigración por edad (tex) con destino al extranjero, expresadas en tanto por uno, extendida a todas las edades de 0 a 90 años.

tISE = x=0 ∑ x=90 tex

Donde: tex = (tEmx / t/2Px) son las tasas de emigración de edad x en el año t

tEmx son los emigrantes de edad x durante el año t

t/2Px es la población de edad x a mediados del año t.

Las tasas de emigración por edad (tex) se calculan a partir de los datos sobre las bajas padronales al exterior (en nuestro caso población según lugar de nacimiento y nacionalidad) registradas durante el año t y la población de referencia (según lugar de nacimiento y nacionalidad) a 1 de julio de ese mismo año.

Tiene las mismas ventajas que otros indicadores “sintéticos”, es decir no está afectado por las diferencias en estructura por edad que pueden presentar distintos grupos poblacionales, lo que permite su comparación entre distintos subgrupos, entre distintas poblaciones o en su variación en el tiempo. Es un indicador que permite un mejor acercamiento al concepto de propensión emigratoria, entendida como la probabilidad que tiene un individuo de una determinada población a emigrar durante su vida. En sentido estricto no debe hacerse una interpretación individual del índice (como el número de desplazamientos que realizará un individuo a lo largo de su vida) sino como una medida que permite comparar la intensidad a la emigración entre distintas poblaciones. Así, cuanto mayor sea el índice mayor es la propensión a emigrar al exterior de ese grupo de población (Castro y Rogers, 1979).

[1] Doctora en Sociología, Universidad de La Coruña (España). Correo electrónico: antia.perez@udc.es.

[2] Máster en Demografía y en Estudios Territoriales y de la Población, Universidad Autónoma de Barcelona (España). Correo electrónico: eortega.rivera@gmail.com.

[3] Doctor en Sociología, Universidad de La Coruña (España). Correo electrónico: lopezl@udc.es.

[4] Doctora en Geografía, Universidad de Las Palmas de Gran Canaria (España). Correo electrónico: josefina.dominguezmujica@ulpgc.es.

[5] La estadística de migraciones se elabora conforme a los criterios establecidos en el Reglamento núm. 862/2007 del Parlamento Europeo y del Consejo de 11 de julio de 2007 sobre las estadísticas comunitarias en el ámbito de la migración y la protección internacional. Es de obligado cumplimiento para miembros de la Unión Europea.

[6] Véase Instituto Nacional de Estadística (INE), Estadística de migraciones [base de datos en línea] http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177000&menu=resultados&idp=1254735573002.

Artículo 2

Patrones de corresidencia con familiares en el Brasil, 1960-2010[1]

Mariana de Araújo Cunha2

Simone Wajnman3

Cassio M. Turra[4]

Recibido: 21/09/2018

Aceptado: 18/10/2018

Resumen

La composición de los hogares en el Brasil ha experimentado cambios profundos en el último medio siglo, lo que ha repercutido en las formas de corresidencia de las personas. Sin embargo, existen pocos estudios sobre los cambios que se producen en los patrones de corresidencia a lo largo de la vida, y todavía menos trabajos en los que se analizan los factores demográficos asociados a dichos cambios. En el presente trabajo se utilizan datos censales para estimar y comparar los patrones de corresidencia con diferentes tipos de familiares en función de la edad en el Brasil, en 1960 y 2010. A continuación, se cuantifica la fracción de esperanza de vida total y el tiempo medio en años que se vive en corresidencia con cada tipo de familiar. Por otra parte, mediante un procedimiento de estandarización, se aíslan los efectos de las mejoras de supervivencia de la persona de referencia sobre la duración de la corresidencia. De los resultados se desprende que el número de años vividos en corresidencia con todos los tipos de familiares aumentó entre 1960 y 2010. Sin embargo, excepto en el caso de la corresidencia con madres y abuelas, los cambios en la proporción de personas en corresidencia según la edad contribuyeron a reducir la duración de la corresidencia. Este aumento de la duración de la corresidencia no habría ocurrido si no fuera por las mejoras en la supervivencia, gracias a las cuales las personas de referencia pudieron disfrutar de más años para vivir en corresidencia.

Palabras clave: demografía de la familia, corresidencia con familiares, ciclo de vida, transición demográfica, Brasil.

Abstract

Household composition in Brazil has undergone profound changes in the last half-century, with implications for forms of co-residence. However, there are few studies on changes in co-residence patterns over individuals’ lifetimes, and still fewer analysing the demographic factors associated with those changes. This work uses census data to estimate and compare co-residence patterns with different family types as a function of age in Brazil in 1960 and 2010. It then quantifies the proportion of total life expectancy and the average number of years spent living in co-residence with each type of family member. It also uses a standardization procedure to isolate the effects of survival of a reference individual on the duration of co-residence. The results show that the number of years lived in co-residence with all types of family members rose between 1960 and 2010. However, except in the case of co-residence with mothers and grandmothers, the effect of changes in the proportion of persons co-residing by age reduced the duration of co-residence. The overall increase in the duration of co-residence would not have occurred were it not for improved survival rates, thanks to which the reference individuals had more years to live in co-residence.

Keywords: family demographics, co-residence with family members, life cycle, demographic transition, Brazil.

Résumé

La composition des ménages brésiliens a subi de profonds changements au cours des cinquante dernières années, dont les répercussions se sont fait sentir sur les formes de corésidence des individus. Il existe toutefois peu d’études sur l’évolution des schémas de corésidence tout au long de la vie, et encore moins de travaux analysant les facteurs démographiques associés à ces changements. Cet article utilise des données censitaires pour évaluer et comparer les profils de corésidence avec différents types de membres de la famille selon l’âge au Brésil en 1960 et 2010. Ceci permet de quantifier la fraction de l’espérance de vie totale et la durée moyenne en années vécues en corésidence avec chaque type de membre de la famille. Par ailleurs, une procédure de standardisation permet d’isoler les effets des améliorations de survie de la personne concernée sur la durée de la corésidence. Les résultats indiquent que le nombre d’années vécues en corésidence avec tous les types de parents a augmenté entre 1960 et 2010. Toutefois, sauf dans le cas de la corésidence avec les mères et les grands-mères, l’évolution de la proportion des corésidents selon l’âge a contribué à réduire la durée de la corésidence. Cette augmentation de la durée de la corésidence n’aurait pas eu lieu sans l’amélioration du taux de survie, grâce à laquelle les personnes en question ont pu vivre plus longtemps en corésidence.

Mots clés: démographie familiale, corésidence avec des parents, cycle de vie, transition démographique, Brésil.

Introducción

La composición de los hogares en el Brasil ha experimentado cambios profundos en el último medio siglo, lo que ha repercutido en las formas de corresidencia de las personas. Variables demográficas como la fecundidad y la mortalidad determinan el tamaño y la composición de la población y, por consiguiente, el número y los tipos de familiares de los que dispone una persona para corresidir a lo largo de su vida. Por ejemplo, un aumento de la esperanza de vida se traduce en un mayor número de familiares vivos que están disponibles para compartir una vivienda. Asimismo, una vida más prolongada supone una mayor disponibilidad de años para convivir con familiares, y afecta la manera en que los individuos perciben cada etapa del ciclo de vida (por ejemplo, la infancia, la vida adulta o la jubilación), lo cual, a su vez, repercute en las decisiones que tienen que ver con la corresidencia. Los factores no demográficos, como los incentivos socioeconómicos y culturales, también afectan la tendencia de las personas a corresidir con los familiares disponibles. A pesar de que estos otros factores desempeñan un papel independiente, los mecanismos demográficos también operan a través de variables sociales y culturales y repercuten sobre la composición de los hogares. Por ejemplo, un descenso de la tasa de mortalidad puede reducir el número de matrimonios que terminan debido a la viudez y, con el tiempo, conducir a un aumento de la frecuencia de divorcios (Keyfitz, 1987).

A pesar de que se han llevado a cabo estudios sobre la evolución de la corresidencia en el Brasil, existen pocos trabajos acerca de los cambios que se producen en los patrones de corresidencia a lo largo del curso de vida, y todavía menos en los que se analizan los factores demográficos asociados a dichos cambios. A fin de subsanar esta falta de conocimientos, el primer objetivo del presente artículo es estimar y comparar los patrones por edad de la corresidencia con diferentes tipos de familiares en el Brasil, en 1960 y 2010, utilizando datos censales. Aunque las estimaciones de período pueden ofrecer una descripción de los patrones de corresidencia, también es útil medir la forma en que las personas comparten una residencia con sus familiares desde la perspectiva de una cohorte hipotética, puesto que así se conecta la experiencia de la corresidencia con el curso de vida. Por lo tanto, el segundo objetivo del artículo es cuantificar la fracción de esperanza de vida total y el tiempo medio en años vivido en corresidencia con cada tipo de familiar. Si bien no disponemos de datos para calcular las tasas de transición, proponemos un método sencillo para calcular la medida en que la variación de la esperanza de vida en corresidencia entre 1960 y 2010 se debe a los cambios registrados en la tasa de mortalidad de la persona de referencia.

A. Transición demográfica, estructura de los hogares y corresidencia

Sobre la base de las ideas postuladas por DeVos y Palloni (1989) y Ruggles (1993, 1994), es posible clasificar los factores determinantes de la estructura de los hogares en dos grupos: i) la disponibilidad de familiares y ii) la propensión a corresidir. La disponibilidad de familiares está directamente relacionada con factores demográficos como la fecundidad, la mortalidad y el matrimonio, que determinan el número y los tipos de familiares que puede tener una persona a lo largo de su vida. Aunque la propensión a corresidir se ve afectada indirectamente por factores demográficos, en ella influyen principalmente las normas sociales y otras instituciones, como el mercado laboral y el mercado de la vivienda. Los mecanismos que subyacen a la propensión a corresidir son complejos y varían con el tiempo (Verdery, 2015; Connidis, 2009).

La transición demográfica afecta no solo el tamaño y la composición de la población, sino también las relaciones de parentesco y, por lo tanto, los tipos de corresidencia que pueden observarse en una población determinada. Durante el proceso de transición, la baja tasa de fecundidad ha sustituido el papel desempeñado por una tasa de mortalidad elevada como fuente principal de la limitación del número de hermanos en la edad adulta y la vejez (Murphy, 2011). Asimismo, los cambios en la fecundidad y la edad media en el momento del nacimiento del primer hijo han afectado tanto la cantidad de generaciones que coexisten como el número de años de corresidencia (Connidis, 2009). En Ruggles (1986, 1993, 1994 y 2015) se examina el modo en que los factores demográficos pueden tener un efecto significativo en la estructura de los hogares observada. Por ejemplo, el autor indica que los hogares multigeneracionales no eran habituales en los Estados Unidos hasta el siglo XIX, a pesar de ser el tipo de hogar preferido por los estadounidenses de raza blanca, a causa de las limitaciones impuestas por las elevadas tasas de mortalidad y la norma cultural de celebrar matrimonios tardíos. Con el transcurso de los años, los cambios que se produjeron en los ámbitos de la mortalidad, la fecundidad y el matrimonio facilitaron la conformación de hogares multigeneracionales. Sin embargo, al mismo tiempo, la urbanización, la industrialización y el aumento de los salarios condujeron al debilitamiento del modelo de economía familiar tradicional y a la adopción de nuevas normas sociales y comportamientos, lo que disminuyó la tendencia a conformar hogares multigeneracionales y aumentó la preferencia por los hogares nucleares.

Muchos otros autores han debatido acerca de la manera en que la familia, como institución, ha cambiado en los últimos decenios posteriores a la transición demográfica (Berquó, 1989; Goldani, 1993; Cioffi, 1998; Furstenberg, 2010). El modelo patriarcal de familia se ha vuelto menos frecuente, y han surgido nuevas posibilidades de convivencia, como los hogares monoparentales, la maternidad fuera del matrimonio, las uniones entre personas del mismo sexo, la cohabitación mediante uniones de hecho y la aceptación y normalización del divorcio (Cherlin, 1999; Jiang y O’Neil, 2007; Scherger, Nazroo y May, 2015). Autores como Cioffi (1998) han afirmado que, si bien el modelo de familia nuclear tradicional sigue siendo predominante, los tipos de familia se han diversificado enormemente y la aceptación de los hogares con composiciones alternativas es cada vez mayor.

Además, la transición demográfica puede afectar de manera diferente a los distintos grupos de edad, lo que, a su vez, puede repercutir en las tasas de corresidencia. Por ejemplo, el aumento de las tasas de supervivencia en edades más avanzadas puede incrementar la proporción tanto de abuelos como de hogares multigeneracionales, mientras que el descenso y el aplazamiento de la fecundidad pueden reducirla, al disminuir el número de nietos disponibles (Herlofson y Hagestad, 2011). Además, las dinámicas demográficas pueden tener efectos duraderos. Por ejemplo, una cohorte con una gran cantidad de hermanos aumentará la disponibilidad de familiares durante las siguientes generaciones, dado que un mayor número de hermanos supone un mayor número potencial de tíos, primos y nietos (Verdery, 2015).

Los cambios en las variables demográficas y otras variables socioeconómicas también tienen efectos indirectos sobre la corresidencia. Como se menciona en Connidis (2009, pág. 5), la viudez puede dar lugar a cambios en los lazos familiares y a que las personas pasen más tiempo con otros miembros de la familia. La jubilación, por su parte, puede modificar las relaciones conyugales, y los cambios en la salud pueden alterar los patrones de cuidados y las situaciones de dependencia. Del mismo modo, la mayor inestabilidad del vínculo matrimonial puede estrechar las relaciones de dependencia entre las generaciones (Grundy, Murphy y Shelton, 1999; Bengtson, 2001). Por lo tanto, es esencial tener en cuenta la complejidad de las relaciones familiares al examinar los factores determinantes de los cambios en la composición de los hogares y la corresidencia.

En el Brasil, el descenso de la fecundidad y la disminución de la preferencia por vivir con familiares en la vida adulta han dado lugar a una reducción del tamaño medio de los hogares (Alves, 2004). A lo largo de las décadas se ha producido un aumento del número de hogares unipersonales, hogares monoparentales y parejas sin hijos (Nascimento, 2006). Al contrario de lo que sucede en los países más desarrollados, también se ha incrementado notablemente la proporción de hogares de familia extensa (Medeiros y Osorio, 2001; Wajnman, 2012; Marcondes, 2016). Por otro lado, a pesar del gran número de familiares disponibles para vivir en corresidencia, como consecuencia del descenso de la mortalidad en el pasado (Guerra, Wajnman y Turra, 2016) cada vez más personas de edad viven solas. Este fenómeno tiene que ver, sobre todo, con los cambios que se han producido en relación con la preferencia de las personas por vivir solas (Wajnman, 2012). Asimismo, existen diferencias según el sexo en las modalidades de convivencia de las personas mayores. El hecho de que las mujeres sobrevivan a sus maridos redunda en que un porcentaje mayor de ellas terminan viviendo solas (Naciones Unidas, 2015).

Desde la perspectiva del ciclo de vida, la transición demográfica modifica los tipos de corresidencia que un individuo experimentará a lo largo de su vida, así como la duración de dicha corresidencia. En primer lugar, el hecho de disfrutar de una vida más larga aumenta el número de años de los que una persona dispone para vivir con familiares y, por lo tanto, modifica las decisiones que esta toma en lo que respecta a la corresidencia. En segundo lugar, la mayor supervivencia de los familiares también tiene efectos sobre los patrones de corresidencia. Durante la infancia, la niñez y la adolescencia, la disminución de la mortalidad en la edad adulta debería traer aparejada una mayor disponibilidad de familiares y, por consiguiente, un aumento de la duración de la corresidencia con padres y abuelos. En este contexto, el paso de la juventud a la edad adulta es una etapa de transición importante en la vida de cualquier persona. En muchos trabajos se examina la forma en que en los últimos años se ha venido retrasando la transición a la edad adulta —habitualmente se considera que esta se produce al finalizar los estudios, conseguir un empleo, dejar el hogar de origen, contraer matrimonio o tener hijos— (Vieira, 2008; Furstenberg, 2010; Stone, Berrington y Falkingham, 2011; Jesus y Wajnman, 2014; Gerson y Torres, 2015; Menezes, Lanza y Verona, 2018). En Guerra, Teixeira y Fontes (2017), se sostiene que la transición demográfica ha cambiado el contexto social, económico y cultural, y ha introducido nuevos obstáculos a la independencia de los adultos jóvenes. La demora en la adopción de roles adultos puede afectar la duración de la corresidencia con los padres, los futuros cónyuges, los hijos y, posiblemente, los nietos. En este sentido, los cambios culturales relacionados con el matrimonio y el divorcio también son importantes, ya que el aumento de alternativas aceptables al matrimonio formal ha modificado la manera en que las personas planifican su futuro (Goldstein y Kenney, 2001; Gerson y Torres, 2015; Oliveira, Vieira y Marcondes, 2015; Guerra, Teixeira y Fontes, 2017).

Con respecto a la edad adulta, los cambios sociales —entre ellos, el aumento de la autonomía económica de las mujeres y la mayor aceptación de formas menos estables de unión, como la cohabitación— también han dado lugar a cambios relacionados con la corresidencia. El aumento de la esperanza de vida ha incrementado las posibilidades de divorcio y ha permitido que las personas establezcan numerosas uniones a lo largo de su vida. En cuanto a las últimas décadas de la vida, varios estudios apuntan a un número cada vez mayor de personas de edad que viven solas (Bongaarts, 2001; Ruggles y Heggeness, 2008; Willekens, 2009). Este patrón suele estar vinculado a mejoras históricas en el ámbito de la salud y en los niveles de ingreso, que permiten disfrutar de una mayor independencia y autonomía en las edades más avanzadas (Connidis, 2009; Kahn, Goldscheider y García-Manglano, 2013; Marcondes, 2016). Por otro lado, en un contexto de tasas más elevadas de participación femenina en la fuerza de trabajo, la posibilidad de las personas mayores de realizar transferencias de tiempo puede actuar en la dirección opuesta, incrementando la duración de la corresidencia de los padres de edad avanzada con al menos una hija adulta (Ruggles y Heggeness; 2008, págs. 271-272).

Esta breve reseña muestra que los cambios socioeconómicos, culturales y demográficos que acompañaron la transición demográfica han afectado la corresidencia en todas las fases del ciclo vital. Las estimaciones contenidas en el presente artículo tienen por objeto traducir algunos de esos cambios a medidas cuantitativas y determinar hasta qué punto dichas modificaciones pueden atribuirse a un único factor demográfico, a saber, las mejoras en las tasas de supervivencia.

B. Metodología

Con el objetivo de examinar los patrones de corresidencia a lo largo del tiempo en el Brasil, calculamos estimaciones de período de la proporción de corresidencia por edad, así como por medidas de tablas de mortalidad. Para estimar la proporción de corresidencia por edad, nos basamos en los datos de la versión del proyecto Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) de los censos brasileños de 1960 y 2010. Los datos censales originales incluyen únicamente información sobre las relaciones de los integrantes del hogar con el jefe de familia. Los datos del IPUMS-I aportan información adicional al crear variables indicadoras que identifican a la madre, el padre y el cónyuge de cada integrante del hogar. A partir de estos datos, es posible determinar el resto de las relaciones de parentesco de todos los integrantes del hogar, independientemente de su relación con el jefe de familia. Seguimos el trabajo de Wajnman (2012) para definir una matriz de relaciones de parentesco en el hogar. Algunas relaciones se dedujeron de forma lógica: por ejemplo, el padre del jefe de familia es también el abuelo del hijo del jefe de familia. Otras relaciones se establecieron aplicando un criterio de edad. Por ejemplo, si una persona es la nieta del jefe de familia, también se la considera nieta del cónyuge del jefe de familia, siempre que exista una diferencia de por lo menos 30 años de edad entre el cónyuge y la niña y suponiendo que la maternidad es posible a partir de los 15 años de edad (Wajnman, 2012, págs. 69-72). Examinamos siete tipos distintos de corresidencia: con la madre, el padre, el cónyuge, al menos un hijo, al menos un hermano, al menos una abuela o al menos un nieto. Tras determinar el tipo de relaciones en cada hogar, estimamos la proporción de personas que vivían con cada tipo de familiar por edad y sexo en 1960 y 2010. En el presente estudio, no medimos la corresidencia con más de un tipo de familiar simultáneamente.

El IPUMS-I crea variables indicadoras que se mantienen constantes en todos los años censales, incluso si cambia el cuestionario del censo. En el censo de 2010 del Brasil se identificaron 15 tipos de relaciones con el jefe de familia, mientras que, en 1960 solo se habían identificado 6 tipos. En 2010, por ejemplo, ya es posible distinguir entre hijos y padres biológicos e hijos y padres adoptivos, así como, en el caso de los cónyuges, si estos forman parte de matrimonios formales o de uniones consensuales. Si bien se podría agregar la información de 2010 y ajustarla a las mediciones de 1960, que es precisamente lo que se hace en el IPUMS-I, es difícil saber si los encuestados definen el número y los tipos de relaciones de manera diferente al disponer de más opciones en el cuestionario. A fin de mitigar cualquier posible fuente de incoherencias, en lugar de estimar el número de hijos, nietos, hermanos y abuelas en el hogar, medimos la presencia de por lo menos un individuo de cada una de estas categorías. Asimismo, en el caso de los cónyuges, no creemos que el hecho de que las preguntas del cuestionario hayan cambiado al ser reconocidas legalmente las uniones consensuales pueda afectar de manera significativa nuestras estimaciones, puesto que, tradicionalmente, estas uniones se han considerado socialmente aceptables en todos los grupos socioeconómicos (Lopez-Gay y otros, 2014; Covre-Sussai, 2016). La identificación del padre es, probablemente, la medida más susceptible a la variación en el cuestionario.

En la segunda parte del análisis, se emplean métodos demográficos formales para transformar las estimaciones de período descritas anteriormente en medidas de corresidencia sintéticas obtenidas a partir de tablas de mortalidad. El objetivo es triple: i) estimar la esperanza de vida en corresidencia (en años), ii) cuantificar la fracción de la esperanza de vida total transcurrida en corresidencia con cada tipo de familiar y iii) separar el efecto de los cambios en las estimaciones de período del impacto de las mejoras en la supervivencia de la persona de referencia sobre las medidas de duración, entre 1960 y 2010. Todos estos indicadores son difíciles de medir cuando no se dispone de datos longitudinales o retrospectivos detallados. La corresidencia es un fenómeno demográfico que abarca múltiples estados no absorbentes contrapuestos, además de las funciones de mortalidad específicas de cada estado. Por ejemplo, la representación de múltiples estados de la corresidencia con un cónyuge conllevaría la utilización de un modelo de incremento y decremento con —probablemente— cuatro estados interrelacionados no absorbentes diferentes: soltero, casado o en unión consensual, divorciado o separado, y viudo (estado que depende de la supervivencia del cónyuge). Para ello, sería necesario medir las tasas de transición por edad y sexo, incluidas las tasas de mortalidad por estado civil de la persona de referencia. Probablemente, se podría considerar la posibilidad de utilizar versiones más simples del modelo con solo dos estados no absorbentes (con o sin cónyuge), pero, aun así, sería necesario disponer de datos para medir las tasas de transición. En estudios anteriores en los que se analiza la duración de la corresidencia —en particular, Bumpass y Lu (2000), Heuveline y Timberlake (2004) y Kennedy y Bumpass (2008)—, esto se ha hecho con acceso a datos retrospectivos y la utilización de tablas de mortalidad de decrementos múltiples. Lamentablemente, la única fuente de información disponible para medir la corresidencia en el Brasil representativa a nivel nacional son los datos censales de corte transversal. Las estimaciones de período de la proporción de corresidencia por edad, sexo y tipo de familiar que se presentan en este estudio son el resultado de múltiples procesos contrapuestos que no es posible separar, incluidas las diferencias de mortalidad debidas a la corresidencia en el caso de la persona de referencia y las tasas de supervivencia (disponibilidad) en el caso de los familiares.

Por consiguiente, para calcular las medidas de la tabla de mortalidad con esa limitación de datos, hemos recurrido a estudios en los que se han enfrentado problemas similares. Tanto Wolfbein (1949) como Sullivan (1971) utilizaron datos de período para proporcionar medidas sintéticas de la duración de determinados estados a lo largo de la vida: en el primer caso, la esperanza de vida activa y, en el segundo caso, la esperanza de vida saludable. En la actualidad, existe una gran cantidad de estudios en los que se aplican enfoques metodológicos similares inspirados en la labor de estos dos autores. En este trabajo adaptamos el método de Sullivan para calcular el número de años y la fracción de tiempo vividos en corresidencia con diferentes tipos de familiares. Lamentablemente, con el método de Sullivan no es posible medir la esperanza de vida condicionada al hecho de vivir en corresidencia (o no) a una determinada edad; solo permite medir la duración no condicionada. Para poder hacerlo, combinamos las estimaciones de corte transversal de la proporción de personas que viven en corresidencia por edad con una tabla de mortalidad de período. Estimamos los años-persona vividos en corresidencia multiplicando la proporción de personas en el tipo de corresidencia i a cada edad por los años-persona vividos en el total de la tabla de mortalidad para las mismas edades . La esperanza de vida en corresidencia (exc) se calcula de manera análoga a la esperanza de vida total, simplemente dividiendo el total de años-persona vividos en corresidencia en edades superiores a la edad x por el número de supervivientes

a la edad x(lx):

(1)

A continuación estimamos la fracción de tiempo vivido en corresidencia como sigue:

(2)

Calculamos el número de años-persona vividos por grupo de edad y los supervivientes a cada edad, por sexo, en 1960 y 2010. Los datos referentes a la mortalidad provienen de tablas de mortalidad brasileñas elaboradas por las Naciones Unidas (2015). Dado que estas abarcan períodos de cinco años, interpolamos la transformación logarítmica de las funciones de supervivencia para años concretos, suponiendo que las estimaciones originales se refieren al punto medio de cada quinquenio.

En el método original de Sullivan (1971) se utiliza una medida del número de días anuales vividos con una enfermedad o discapacidad específica. En nuestro caso, suponemos que la proporción de personas que vive en corresidencia con un pariente i, por edad y sexo, medida en la fecha de referencia del censo, es válida para cualquier momento del año. Por lo tanto, desde una perspectiva de cohortes, los individuos pueden circular entre estados de corresidencia o morir a lo largo del año, pero damos por sentado que la proporción de tiempo vivido en corresidencia, entre edades exactas, es igual a la proporción de personas que vivían en corresidencia el 1 de julio. Dado que la corresidencia es una situación relativamente estable, no hay motivos para pensar que una medida de período no se mantendrá válida durante todo el año. Sin embargo, el uso de datos de período para representar una medida de cohortes podría sesgar las estimaciones de nuestra tabla de mortalidad si la corresidencia variara por cohortes de nacimiento. Para hacernos una idea de la magnitud de este problema, reconstruimos la trayectoria de distintas seudocohortes, de 1960 a 2010, utilizando datos de período de cinco censos, incluidos los de 1970, 1980 y 1991 (los resultados están disponibles previa solicitud). No hallamos diferencias significativas entre los perfiles de edad de período y la experiencia media de corresidencia por cohortes.

Los cambios en las proporciones de corresidencia por sexo y edad a lo largo de los años reflejan variaciones tanto en la propensión a corresidir como en la disponibilidad de familiares. En otras palabras, reflejan: i) cambios en las tasas de transición entre estados no absorbentes, ii) mejoras en la supervivencia de los familiares y iii) cambios en las diferencias relativas de mortalidad por situación de corresidencia, es decir, en la relación entre la mortalidad de la persona de referencia que vive con algún familiar y la de quien no correside. Puesto que no disponemos de datos longitudinales, no podemos medir esos efectos. Pero incluso cuando no hay cambios en los patrones de edad de corresidencia, nuestra medida de la duración media de la corresidencia puede variar debido a las mejoras de supervivencia de la persona de referencia. En este trabajo tratamos de captar ese efecto suponiendo que la mortalidad de la persona de referencia y la de sus familiares son hechos independientes, y que las diferencias de mortalidad por situación de corresidencia permanecen constantes a lo largo del tiempo. Partiendo de estos supuestos, es posible calcular una medida contrafactual de la esperanza de vida en corresidencia que indique en qué medida los cambios en la duración entre dos puntos temporales se deben exclusivamente a la variación de la proporción de personas en corresidencia por edad. El método se asemeja a un procedimiento de estandarización. Por lo tanto, la esperanza de vida contrafactual en corresidencia a la edad x en 2010 sería:

(3)

Donde es la proporción de personas en el tipo i de corresidencia entre las edades x y x+n en 2010, son los años-persona vividos entre las edades x y x+n en 1960 y lx es el número de supervivientes a la edad x.

C. Resultados

1. Estimaciones de período

Entre 1960 y 2010, el Brasil experimentó importantes transformaciones socioeconómicas y demográficas. La población aumentó de 60 millones a más de 190 millones de personas y envejeció muy rápidamente. Al mismo tiempo, el número de hogares se incrementó más rápidamente que la población total, lo que se tradujo en una reducción de su tamaño medio de aproximadamente 6,5 personas en 1960 a 4,1 en 2010 (según datos del Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE)). Además, como señala Wajnman (2012), se ha registrado una disminución del número de hogares compuestos por una pareja y sus hijos, mientras que otras formas de familia (monoparentales, parejas sin hijos o familias extensas) son ahora más habituales. Como se muestra a continuación, la transición demográfica tiene numerosos efectos importantes sobre la duración de la corresidencia con diferentes tipos de familiares.

a) Corresidencia con la madre

En 1960, unos 32,5 millones de personas vivían con su madre en el Brasil (aproximadamente el 54% de la población total). En 2010, esa cifra se incrementó a alrededor de 79 millones, aunque representaba una proporción menor del total de la población (aproximadamente el 41%). De acuerdo con el gráfico 1, la proporción de personas que vivían en corresidencia con su madre creció entre 1960 y 2010 en el caso de las personas de ambos sexos de 15 años o más, si bien se observan notables diferencias entre los hombres y las mujeres[5]. En ambos años, reside con sus madres un mayor porcentaje de hombres, lo que sugiere que estos dejan la casa de sus padres a edades más avanzadas que las mujeres. Estos resultados están en consonancia con los estudios sobre la transición a la vida adulta en los que se afirma que las mujeres dejan el hogar familiar a edades más tempranas como consecuencia del matrimonio (Cohen y otros, 2003; Costa-Ribeiro, 2014; Allendorf y Ghimire, 2017). Otra explicación posible es que los hombres tienen más probabilidades que las mujeres de volver a la casa de sus padres después de haberla abandonado, hipótesis que no podemos comprobar con los datos disponibles. Entre los menores de 15 años, un resultado importante es la disminución entre 1960 y 2010 de la proporción de niños que vivían con sus madres. Esta pauta puede estar relacionada con el aumento de la prevalencia de hogares donde falta una generación —es decir, donde los niños viven con sus abuelas sin la presencia de los padres— en el Brasil y otros países (Jesus, 2015; Wajnman, 2012), así como con un leve aumento de la frecuencia de hogares monoparentales encabezados por hombres.

Gráfico 1

Brasil: personas que residen con su madre, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

b) Corresidencia con el padre

En 1960, 30,3 millones de niños vivían con su padre en el Brasil (un 50,6% de la población total). En 2010, esa cifra aumentó a 61 millones (cerca del 32% de la población). En el gráfico 2 se muestra que, entre 1960 y 2010, la proporción de personas que vivían en corresidencia con su padre experimentó un descenso considerable en las edades más tempranas. Este resultado puede tener que ver con el aumento de la frecuencia de hogares monoparentales encabezados por mujeres. Las tasas de disolución matrimonial se han incrementado en el Brasil entre personas de todos los niveles educativos, y tener hijos fuera de una unión es un fenómeno que cuenta con mayor aceptación social en la actualidad

(Minamiguchi, 2017).

Gráfico 2

Brasil: personas que residen con su padre, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

c) Corresidencia con el cónyuge

En 1960, 19,5 millones de personas residían con su cónyuge (un 32,6% de la población total). En 2010 esta cifra aumentó a aproximadamente 81 millones (el 42,4% de la población). En el gráfico 3 se observan diferencias drásticas según el sexo. Entre las mujeres, tanto en 1960 como en 2010 la corresidencia con un cónyuge comienza antes que en el caso de los hombres, pero experimenta una disminución más importante después de los 40 años. Entre los hombres, la corresidencia con un cónyuge parece empezar en una etapa de la vida más tardía, y la proporción se mantiene elevada —y prácticamente constante— hasta alrededor de los 60 años, cuando comienza a disminuir muy lentamente. La diferencia en los perfiles de edad por sexo puede estar relacionada con las diferencias en los patrones matrimoniales, ya que los hombres tienden a casarse a edades más tardías que las mujeres (Allendorf y Ghimire, 2017). En las edades más avanzadas, la brecha en las tasas de mortalidad según el sexo hace que las mujeres sobrevivan a sus maridos (Goldman y Lord, 1983; Carr y Bodnar-Deren, 2009). También existen diferencias en el mercado matrimonial a edades más avanzadas, ya que los hombres tienden a casarse —o a volver a casarse— con mujeres más jóvenes, mientras que las mujeres mayores (ya sean solteras, divorciadas o viudas) terminan permaneciendo solteras (Mindelt, 1979; England y McClintock, 2009).

Gráfico 3

Brasil: personas que residen con su cónyuge, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

Además, en el gráfico 3 se muestra que los perfiles de edad cambiaron entre 1960 y 2010, puesto que la proporción de personas que residían con su cónyuge disminuyó en las edades más tempranas, pero aumentó después de los 60 años. Ello puede obedecer a las mejoras en las tasas de mortalidad, gracias a las cuales se ha producido una reducción de la prevalencia de la viudez. Otra hipótesis es que el cambio del significado social del matrimonio y el divorcio puede haber aumentado las posibilidades de que las mujeres viudas y divorciadas vuelvan a contraer matrimonio a una edad más avanzada.

d) Corresidencia con al menos un hijo o una hija

En 1960, 18,6 millones de personas vivían con al menos un hijo en el Brasil (cerca del 31% de la población total). En 2010, esta cifra aumentó a 75,3 millones (un 39,5% de la población). Como en el caso de la corresidencia con un cónyuge, el aumento de la proporción de personas que viven con al menos un hijo se debe a cambios en la estructura de edad de la población: a pesar del descenso de la fecundidad, se produjo un incremento del porcentaje de mujeres en edad de ser madres.

En el gráfico 4 se observa que, en 1960 y 2010, la proporción de personas que vivían en corresidencia con al menos un hijo propio alcanza su punto máximo a edades comprendidas entre los 30 y los 45 años (0,8), tanto en el caso de los hombres como en el de las mujeres, momento en el que la mayor parte de sus hijos probablemente ya han nacido. Posteriormente, se reduce con la edad, pero parece aumentar ligeramente después de los 80 años de edad, lo que podría deberse al hecho de que los hijos regresan a la casa de sus padres para cuidarlos o a que las personas mayores se mudan a la casa de sus hijos para ayudar con las tareas domésticas, cuidar a sus nietos o incluso para complementar los ingresos del hogar. Entre 1960 y 2010 se produjo una disminución de la proporción de hombres y mujeres que vivían con sus hijos, lo que podría estar vinculado a la reducción de las tasas de fecundidad o a un aumento de la proporción de adultos que vivían solos (debido a una mayor autonomía). Es importante señalar, sin embargo, que estas tendencias varían según si se examinan desde la perspectiva de los hijos o la de los padres (Preston, 1976; Wajnman, 2012). Desde la perspectiva de los hijos, en el Brasil aumentó la disponibilidad de padres debido al descenso de la mortalidad entre los adultos. Por otra parte, desde la perspectiva de los padres, el descenso de la fecundidad redujo la disponibilidad de hijos, a pesar de las considerables mejoras de supervivencia durante la infancia.

Gráfico 4

Brasil: personas que residen con al menos un hijo, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

e) Corresidencia con un hermano o una hermana

Entre 1960 y 2010 se redujo la proporción de personas que vivían en corresidencia con al menos un hermano (véase el gráfico 5). Este resultado se asocia principalmente con el descenso de la fecundidad y la consiguiente disminución del número de hijos por mujer, que afectó el número de hermanos disponibles para la corresidencia (Guerra, Wajnman y Turra, 2016). Un hallazgo interesante es la mayor proporción de personas que vivían en corresidencia a edades más avanzadas entre las mujeres que entre los hombres (las curvas se cruzan a la edad de 50 años), probablemente debido a una tasa de mortalidad femenina más baja y a una mayor cantidad de viudas que de viudos.

Gráfico 5

Brasil: personas que residen con al menos un hermano, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

f) Corresidencia con al menos una abuela

En el gráfico 6 se observa que la proporción de personas que corresiden con al menos una abuela aumentó considerablemente entre 1960 y 2010, probablemente debido a las mejoras de supervivencia y los cambios culturales que redundaron en un incremento del número de hogares multigeneracionales en el Brasil, incluidos aquellos donde falta una generación. Este patrón es corroborado por los datos que indican que la corresidencia con un hijo o un nieto es la modalidad de convivencia más habitual para las personas mayores en América Latina (Naciones Unidas, 2005). En el gráfico 6 se muestra también, como es lógico habida cuenta de la diferencia de edad entre las abuelas y sus nietos, que la proporción es mayor en los primeros años de vida, tanto en el caso de los hombres como en el de las mujeres.

Gráfico 6

Brasil: personas que residen con al menos una abuela, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

g) Corresidencia con al menos un nieto o una nieta

Tanto en 1960 como en 2010, la proporción de corresidencia con al menos un nieto se incrementa con la edad, lo que refleja el tiempo que tardan dos generaciones en tener sus respectivos hijos. Sin embargo, al contrario que en el caso de las abuelas, la proporción de personas mayores que corresiden con al menos un nieto disminuyó entre 1960 y 2010, como se muestra en el gráfico 7. El resultado es análogo al patrón madre-hijo analizado anteriormente: hay más abuelas disponibles en 2010 que en 1960, debido a la mejora de los niveles de supervivencia, mientras que la cantidad de nietos se reduce a causa del descenso de la fecundidad. Además, se ha producido un aumento de la proporción de personas mayores que viven solas (Wajnman, 2012). La proporción de corresidencia por edad con al menos un nieto es mayor en el caso de las mujeres (es decir, las abuelas) que en el de los hombres en ambos años, lo que podría reflejar la mayor probabilidad de que las familias multigeneracionales estén compuestas por diferentes generaciones de mujeres (abuelas, madres e hijas). Entre los menores de 60 años, la proporción de corresidencia aumentó en 2010. Una hipótesis que podría explicar este fenómeno es la mayor prevalencia de madres adolescentes, que normalmente viven con sus padres.

Gráfico 7

Brasil: personas que residen con al menos un nieto, por edad y sexo, 1960 y 2010

(En proporciones)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010.

2. Medidas de una tabla de mortalidad

Nuestro segundo objetivo es transformar las tasas de período en medidas de una tabla de mortalidad y cuantificar el tiempo medio durante el cual las personas residen con cada familiar a lo largo de su vida. En las primeras dos columnas del cuadro 1 se presenta la duración media de la corresidencia en 1960 y 2010 (en años), en el caso de los hombres y de las mujeres, calculada mediante la combinación de la proporción de corresidencia y el número de años-persona vividos por edad. En las dos últimas columnas del cuadro 1 se muestra la fracción de vida transcurrida en corresidencia. Se presentan los resultados de los distintos tipos de familiares, que se midieron a edades diferentes en función de las características de cada tipo de corresidencia. Por ejemplo, en el caso de los cónyuges calculamos la duración media a los 15 años, ya que la cohabitación y el matrimonio rara vez comienzan antes de esa edad. Lo mismo se aplica a la corresidencia con al menos un hijo. Dado que en la corresidencia con al menos un nieto participa más de una generación, la medimos a la edad de 30 años.

Cuadro 1

Brasil: medidas de la tabla de mortalidad para distintos tipos de corresidencia, por sexo, 1960 y 2010

Mujeres

Años

Fracción de la esperanza de vida (en porcentajes)

Cifra real

Cifra estandarizada

Cifra real

Edad

Familiar

1960

2010

2010

1960

2010

0

Madre

17,50

23,97

20,35

31,17

30,95

0

Padre

16,28

18,13

15,52

29,00

23,41

15

Cónyuge

29,27

32,70

27,86

56,49

51,03

15

Al menos un hijo

32,72

36,92

29,94

63,16

57,62

0

Al menos un hermano

16,62

19,51

16,29

29,61

25,19

0

Al menos una abuela

1,21

3,21

2,78

2,16

4,14

30

Al menos un nieto

6,62

8,76

6,01

17,01

17,68

Hombres

Años

Fracción de la esperanza de vida (en porcentajes)

Cifra real

Cifra estandarizada

Cifra real

Edad

Familiar

1960

2010

2010

1960

2010

0

Madre

19,39

25,13

20,84

37,00

35,89

0

Padre

17,31

19,48

16,22

33,03

27,82

15

Cónyuge

32,99

35,68

30,64

66,17

62,65

15

Al menos un hijo

29,77

27,82

24,14

59,69

48,84

0

Al menos un hermano

17,33

20,46

16,83

33,07

29,22

0

Al menos una abuela

1,22

3,42

2,88

2,34

4,88

30

Al menos un nieto

3,63

4,98

3,68

9,79

11,40

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I); Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos de los censos demográficos de 1960 y 2010 y Naciones Unidas, “World Population Prospects: The 2015 Revision”, Nueva York, Departamento de Asuntos Económicos y Sociales [DVD Edition], 2015.

Nota: Años reales: esperanza de vida en corresidencia.

Años estandarizados: .

Fracción: (esperanza de vida en corresidencia / esperanza de vida total) * 100.

Tanto en 1960 como en 2010, el número esperado de años de vida en corresidencia con un cónyuge y con al menos un hijo es mayor que con cualquier otro tipo de familiar. Se espera que alrededor de la mitad del total de la esperanza de vida transcurra en estos dos tipos de corresidencia. Los hombres viven una fracción más larga de la vida con cónyuges (62,65% en 2010) que las mujeres (51,03%), pero, por otro lado, viven una fracción de vida más corta con al menos un hijo (casi 10 puntos porcentuales menos). Estos dos tipos de corresidencia pueden superponerse a lo largo de la vida, pero en el presente estudio no se mide la duración de la corresidencia con más de un tipo de familiar simultáneamente. En la parte inferior de la clasificación, la corresidencia con al menos una abuela representa menos del 5% de la esperanza de vida total. Este hecho no es sorprendente, habida cuenta de nuestra forma de calcular las medidas de la tabla de mortalidad, puesto que la duración por familiar refleja principalmente los diferentes patrones de edad y niveles de la proporción de corresidencia en cada año. Por ejemplo, en el caso de la corresidencia con el cónyuge y al menos un hijo, la proporción es superior al 50% en la mayoría de las edades adultas (véanse los gráficos 3 y 4), mientras que la proporción de corresidencia con al menos una abuela se concentra exclusivamente en los primeros 20 años de vida (véase el gráfico 6).

Excepto en el caso de la corresidencia de los hombres con al menos un hijo, nuestros resultados apuntan a un incremento de la duración de la corresidencia entre 1960 y 2010, lo que significa que las personas están viviendo más años en corresidencia con un familiar que en el pasado. La variación más significativa se produjo en la duración de la corresidencia con las madres, que aumentó 6,47 años en el caso de las mujeres y 5,74 años en el caso de los hombres durante el período de análisis. En cierta medida, este resultado refleja el aumento del porcentaje de corresidencia con las madres por edad, como se muestra en el gráfico 1, pero también es consecuencia del incremento de la longevidad. Entre 1960 y 2010 se produjeron cambios sustanciales en las tasas de mortalidad del Brasil que han redundado en un aumento de la duración del ciclo de vida —de 19 años en el caso de las mujeres y de 18 años en el de los hombres—, incrementando los años de vida de la persona de referencia y, por lo tanto, los años vividos en corresidencia.

En consecuencia, incluso entre los tipos de familiares en los que se redujo la proporción de corresidencia por edad, se produjo un aumento de la duración media de la corresidencia medida en años entre 1960 y 2010 (entre ellos, padre, al menos un hijo y al menos un hermano). No obstante, por esta misma razón la fracción de vida transcurrida en corresidencia disminuyó considerablemente en el caso de la mayor parte de los tipos de familiares (véanse las dos últimas columnas del cuadro 1). Cabe mencionar tres excepciones a la pauta que acabamos de describir. En el caso de la corresidencia con la madre, la fracción de la esperanza de vida disminuyó, pero en un porcentaje mucho menor. Además, las fracciones se incrementaron en el caso de la corresidencia con al menos una abuela y con al menos un nieto. Ello se debe, o bien a un aumento de la proporción de corresidencia por edad entre 1960 y 2010 (madre y abuela), o bien a mejoras más significativas en la supervivencia de la persona de referencia a edades más avanzadas (nieto). En el gráfico 8 se muestra la variación de años-persona vividos, entre 1960 y 2010, por edad y sexo. Las mejoras en la supervivencia se concentraron en mayor medida en las edades más avanzadas (aumentaron casi el doble en el caso de los mayores de 70 años que en el de los menores de 10), lo que refleja las etapas de la transición de la mortalidad en el Brasil. Por consiguiente, en el caso de la corresidencia con al menos un nieto, a pesar de la disminución de las proporciones por edad ocurrida entre 1960 y 2010 (véase el gráfico 7), las mejoras de supervivencia aumentaron relativamente más el tiempo vivido por las personas de edad avanzada y les permitieron dedicar una fracción mayor de su vida a la corresidencia con un nieto.

Gráfico 8

Brasil: variación del número de años-persona vividos, por edad y sexo, entre 1960 y 2010

Fuente: Naciones Unidas, “World Population Prospects: The 2015 Revision”, Nueva York, Departamento de Asuntos Económicos y Sociales [DVD Edition], 2015.

Una forma de separar las mejoras en la supervivencia de la persona de referencia de los cambios en la proporción de corresidencia por edad es estandarizar la duración media en años. En la tercera columna del cuadro 1 se indica cuál sería el número de años vividos en corresidencia en 2010 si las tasas de mortalidad de la persona de referencia no hubiesen variado entre 1960 y 2010. Para todos los tipos de corresidencia, excepto aquellas en las que se convive con la madre o con al menos una abuela, la medida contrafactural de corresidencia para 2010 es inferior a la duración real en 1960. De este resultado se desprende que los cambios en la proporción de personas en corresidencia por edad contribuyeron a reducir la duración de la corresidencia. Por consiguiente, todo aumento de la duración (en años) ocurrido entre 1960 y 2010 se debió únicamente a las mejoras de supervivencia de la persona de referencia. Por ejemplo, en 2010 la corresidencia con al menos un hijo habría durado alrededor de 4 años menos que en 1960 en el caso de los hombres y 6 años menos en el de las mujeres, si la tasa de mortalidad no hubiese mejorado.

Por otra parte, la convivencia con las madres y con las abuelas son los únicos tipos de corresidencia cuya medida estandarizada es mayor que la medida real para 1960, lo que sugiere que el aumento de las proporciones por edad de la corresidencia alargó su duración, independientemente de las mejoras de supervivencia. Sin embargo, el hecho de que las medidas reales para 2010 sean superiores a las de carácter contrafactual indica que la mejora en las tasas de mortalidad de las personas de referencia también contribuyó a aumentar el tiempo de corresidencia.

En resumen, la duración de la corresidencia con madres y abuelas se incrementó debido tanto a las mayores proporciones de corresidencia por edad como a la reducción de la mortalidad. En el caso de todos los demás tipos de corresidencia, si no hubiese sido por la prolongación del ciclo de vida, que proporcionó a las personas de referencia más años para corresidir, no se habría producido el aumento de la duración de la corresidencia.

D. Conclusiones

Los objetivos del presente artículo eran dos. En primer lugar, describimos y comparamos los patrones de corresidencia con diferentes tipos de familiares en función de la edad en el Brasil correspondientes a 1960 y 2010, mediante la utilización de datos censales de período. En segundo lugar, calculamos las medidas de corresidencia de una tabla de mortalidad para examinar la manera en que las personas comparten una residencia con familiares desde la perspectiva de una cohorte hipotética. Dado que la corresidencia es un proceso de estados múltiples y solo disponemos de datos de período sobre la proporción de personas que viven con un familiar, las estimaciones de nuestra tabla de mortalidad adolecen de numerosas limitaciones. Para superar algunas de las restricciones inherentes a nuestros datos, aplicamos una variante del método de Sullivan (1971) para calcular la esperanza de vida en corresidencia, además de un análisis contrafactual para determinar el papel desempeñado por las mejoras de supervivencia en la explicación de los cambios que se produjeron en las medidas de corresidencia a lo largo de los años censales. Concluimos que la duración de la corresidencia (medida en años) aumentó en el caso de todos los tipos de familiares en el Brasil, principalmente debido a la prolongación de la vida. En casi todos los casos, los cambios en los perfiles de corresidencia según edad y sexo contribuyeron a acortar la fracción del tiempo dedicado a vivir con un familiar. Los resultados también ponen de relieve diferencias significativas entre hombres y mujeres en lo que se refiere a las pautas de corresidencia. Las mujeres dedican una fracción más reducida de su esperanza de vida a corresidir con sus padres que los hombres, pero, en las edades adultas, las mujeres conviven una fracción más prolongada de tiempo con sus hijos. Además, aunque las mujeres se casan antes, dedican menos tiempo que los hombres a residir con sus cónyuges, ya que tienden a sobrevivir a sus maridos o a permanecer divorciadas durante períodos más prolongados. Asimismo, se observó que, únicamente en los casos de corresidencia con la madre o la abuela, los cambios en la esperanza de vida y en la proporción de personas en corresidencia se tradujeron en una duración más prolongada de la corresidencia.

En numerosos estudios se ha puesto de relieve el papel desempeñado por los cambios en los hábitos de corresidencia para explicar el aplazamiento del matrimonio y de otras formas de transición a la edad adulta. Sin embargo, nuestros resultados indican que, en la mayoría de los casos, los cambios en los perfiles de corresidencia por edad y sexo han contribuido a una disminución de la proporción de corresidencia con los padres. El hecho de que las personas vivan más años parece haber compensado con creces la menor propensión a residir con un familiar. Por lo tanto, el hecho de que los jóvenes tarden más tiempo en dejar el hogar de sus padres no se debe necesariamente a que intentan evitar las responsabilidades de la vida adulta, sino tal vez a que su esperanza de vida se está incrementando. Una hipótesis es que las mejoras de supervivencia pueden haber cambiado las edades a las que las personas realizan sus transiciones a lo largo del ciclo de vida.

Nuestros resultados subrayan la importancia de separar los factores demográficos de los mecanismos no demográficos al examinar los cambios en la composición de los hogares. En muchos estudios del Brasil y otros lugares, se ha prestado más atención a los factores socioeconómicos y culturales que a las variables demográficas, descuidando los posibles efectos de la transición demográfica sobre los cambios en los patrones de corresidencia. Como señalan Ruggles (1986, 1993 y 1994) y DeVos y Palloni (1989), la mortalidad, la fecundidad y la nupcialidad son fundamentales para determinar la estructura de los hogares, de manera directa e indirecta.

Un hecho que podría explicar esta laguna de conocimiento es la escasez de información adecuada. Si bien hemos tratado de superar algunas de esas restricciones, nuestros resultados son limitados en comparación con los de estudios internacionales. En primer lugar, la falta de estudios longitudinales nos impidió seguir a cohortes reales, calcular las tasas de transición y modelar la corresidencia como un proceso de múltiples estados. En segundo lugar, en nuestros cálculos tuvimos que suponer que la corresidencia y la mortalidad de la persona de referencia son variables independientes, cuando, en realidad, pueden influirse mutuamente. Por ejemplo, las personas que dejan la casa de sus padres a edades más tempranas pueden tener más probabilidades de experimentar malas condiciones de vida, lo que afectará su salud en la edad adulta. Asimismo, las personas mayores que viven solas o sin ningún apoyo familiar pueden vivir menos años que aquellas que corresiden con algún familiar. Al mismo tiempo, es probable que las funciones de mortalidad de la persona de referencia y de sus familiares estén interconectadas. Cuando tratamos de separar el efecto sobre la duración media producido por los cambios en la mortalidad de la persona de referencia del originado en las diferencias en las proporciones de corresidencia por edad, ignoramos completamente cualquiera de estos efectos interdependientes. Finalmente, dado que el Brasil es un país muy heterogéneo, los análisis futuros deberían considerar, tanto desde una perspectiva de período como desde una de cohortes, cómo varía la corresidencia por regiones y otros indicadores socioeconómicos. Con casi total certeza, existen muchos patrones de corresidencia distintos en el país.

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Anexo A1

Cuadro A1.1

Brasil: hombres que residen con su madre, padre, cónyuge, al menos un hijo propio, un hermano, una abuela o un nieto, por edad, 1960

(En proporciones)

Grupo de edad

Madre

Padre

Cónyuge

Hijo

Hermano

Abuela

Nieto

De 0 a 1 año

0,97

0,94

-

-

0,77

0,10

-

De 1 a 4 años

0,96

0,93

-

-

0,88

0,09

-

De 5 a 9 años

0,94

0,90

-

-

0,92

0,08

-

De 10 a 14 años

0,89

0,85

-

-

0,88

0,06

-

De 15 a 19 años

0,79

0,73

0,01

0,00

0,78

0,04

-

De 20 a 24 años

0,53

0,46

0,25

0,16

0,49

0,02

-

De 25 a 29 años

0,26

0,19

0,62

0,52

0,20

0,01

-

De 30 a 34 años

0,15

0,09

0,79

0,72

0,08

0,00

0,00

De 35 a 39 años

0,10

0,05

0,85

0,80

0,04

0,00

0,00

De 40 a 44 años

0,07

0,03

0,87

0,83

0,02

0,00

0,01

De 45 a 49 años

0,06

0,02

0,88

0,83

0,01

0,00

0,03

De 50 a 54 años

0,04

0,01

0,86

0,80

0,01

0,00

0,07

De 55 a 59 años

0,03

0,01

0,85

0,77

0,00

0,00

0,12

De 60 a 64 años

0,02

0,00

0,81

0,71

0,00

0,00

0,18

De 65 a 69 años

0,01

0,00

0,78

0,66

0,00

0,00

0,24

De 70 a 74 años

0,01

0,00

0,72

0,61

0,00

0,00

0,29

De 75 a 79 años

0,00

0,00

0,66

0,60

0,00

0,00

0,33

De 80 a 84 años

0,00

0,00

0,55

0,59

0,00

0,00

0,36

85 años y más

0,00

0,00

0,47

0,59

0,00

0,00

0,37

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos del censo demográfico de 1960.

Cuadro A1.2

Brasil: mujeres que residen con su madre, padre, cónyuge, al menos un hijo propio, un hermano, una abuela o un nieto, por edad, 1960

(En proporciones)

Grupo de edad

Madre

Padre

Cónyuge

Hijo

Hermano

Abuela

Nieto

De 0 a 1 año

0,97

0,94

-

-

0,77

0,10

-

De 1 a 4 años

0,96

0,93

-

-

0,88

0,09

-

De 5 a 9 años

0,93

0,90

-

-

0,91

0,08

-

De 10 a 14 años

0,86

0,82

-

-

0,86

0,06

-

De 15 a 19 años

0,68

0,63

0,13

0,07

0,67

0,03

-

De 20 a 24 años

0,33

0,30

0,52

0,44

0,32

0,01

-

De 25 a 29 años

0,15

0,13

0,73

0,69

0,14

0,00

-

De 30 a 34 años

0,09

0,07

0,80

0,79

0,08

0,00

0,00

De 35 a 39 años

0,06

0,04

0,81

0,82

0,05

0,00

0,01

De 40 a 44 años

0,04

0,02

0,78

0,81

0,03

0,00

0,04

De 45 a 49 años

0,03

0,01

0,74

0,79

0,02

0,00

0,08

De 50 a 54 años

0,02

0,01

0,66

0,73

0,01

0,00

0,16

De 55 a 59 años

0,01

0,00

0,60

0,69

0,01

0,00

0,23

De 60 a 64 años

0,01

0,00

0,46

0,63

0,00

0,00

0,31

De 65 a 69 años

0,00

0,00

0,39

0,61

0,00

0,00

0,36

De 70 a 74 años

0,00

0,00

0,27

0,58

0,00

0,00

0,39

De 75 a 79 años

0,00

0,00

0,20

0,60

0,00

0,00

0,42

De 80 a 84 años

0,00

0,00

0,10

0,59

0,00

0,00

0,42

85 años y más

0,00

0,00

0,06

0,61

0,00

0,00

0,41

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos del censo demográfico de 1960.

Cuadro A1.3

Brasil: hombres que residen con su madre, padre, cónyuge, al menos un hijo propio, un hermano, una abuela o un nieto, por edad, 2010

(En proporciones)

Grupo de edad

Madre

Padre

Cónyuge

Hijo

Hermano

Abuela

Nieto

De 0 a 1 año

0,97

0,80

-

-

0,53

0,23

-

De 1 a 4 años

0,95

0,77

-

-

0,60

0,21

-

De 5 a 9 años

0,92

0,76

-

-

0,73

0,17

-

De 10 a 14 años

0,89

0,74

-

-

0,77

0,13

-

De 15 a 19 años

0,82

0,67

0,04

0,02

0,73

0,09

-

De 20 a 24 años

0,59

0,46

0,27

0,16

0,51

0,05

-

De 25 a 29 años

0,37

0,27

0,51

0,37

0,31

0,02

-

De 30 a 34 años

0,22

0,14

0,68

0,56

0,18

0,01

0,00

De 35 a 39 años

0,15

0,08

0,75

0,67

0,11

0,00

0,01

De 40 a 44 años

0,11

0,05

0,77

0,71

0,09

0,00

0,03

De 45 a 49 años

0,08

0,03

0,79

0,71

0,07

0,00

0,06

De 50 a 54 años

0,06

0,02

0,79

0,67

0,06

0,00

0,11

De 55 a 59 años

0,04

0,01

0,80

0,62

0,04

0,00

0,15

De 60 a 64 años

0,02

0,00

0,79

0,55

0,04

0,00

0,18

De 65 a 69 años

0,01

0,00

0,78

0,49

0,03

0,00

0,21

De 70 a 74 años

0,00

0,00

0,76

0,46

0,02

0,00

0,22

De 75 a 79 años

0,00

0,00

0,72

0,44

0,02

0,00

0,22

De 80 a 84 años

0,00

0,00

0,65

0,45

0,02

0,00

0,24

85 años y más

0,00

0,00

0,53

0,50

0,02

0,00

0,26

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos del censo demográfico de 2010.

Cuadro A1.4

Brasil: mujeres que residen con su madre, padre, cónyuge, al menos un hijo propio, un hermano, una abuela o un nieto, por edad, 2010

(En proporciones)

Grupo de edad

Madre

Padre

Cónyuge

Hijo

Hermano

Abuela

Nieto

De 0 a 1 año

0,97

0,80

-

-

0,53

0,24

-

De 1 a 4 años

0,95

0,77

-

-

0,60

0,21

-

De 5 a 9 años

0,92

0,76

-

-

0,73

0,17

-

De 10 a 14 años

0,90

0,73

-

-

0,77

0,13

-

De 15 a 19 años

0,74

0,59

0,15

0,10

0,65

0,08

-

De 20 a 24 años

0,47

0,35

0,41

0,37

0,41

0,04

-

De 25 a 29 años

0,29

0,20

0,60

0,58

0,24

0,02

-

De 30 a 34 años

0,18

0,11

0,70

0,74

0,14

0,01

0,00

De 35 a 39 años

0,12

0,06

0,72

0,81

0,09

0,00

0,02

De 40 a 44 años

0,09

0,05

0,71

0,81

0,07

0,00

0,07

De 45 a 49 años

0,08

0,03

0,68

0,76

0,06

0,00

0,12

De 50 a 54 años

0,06

0,02

0,64

0,69

0,05

0,00

0,18

De 55 a 59 años

0,05

0,01

0,60

0,62

0,05

0,00

0,23

De 60 a 64 años

0,03

0,01

0,55

0,54

0,05

0,00

0,26

De 65 a 69 años

0,02

0,00

0,48

0,50

0,04

0,00

0,28

De 70 a 74 años

0,01

0,00

0,39

0,48

0,04

0,00

0,29

De 75 a 79 años

0,00

0,00

0,30

0,49

0,04

0,00

0,29

De 80 a 84 años

0,00

0,00

0,19

0,52

0,04

0,00

0,29

85 años y más

0,00

0,00

0,09

0,56

0,03

0,00

0,30

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Integrated Public Use Microdata Series, International (IPUMS-I) e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), datos del censo demográfico de 2010.

[1] El presente trabajo fue realizado con el apoyo de la Coordinación de Perfeccionamiento de Personal de Nivel Superior (CAPES) del Brasil (código de financiamiento 001). Cassio M. Turra y Simone Wajnman agradecen el apoyo del Consejo Nacional de Desarrollo Científico y Tecnológico (CNPq). Una versión anterior de este artículo fue presentada en el encuentro de la Asociación Brasileña de Estudios Poblacionales (ABEP) de 2018. Agradecemos a los profesores Eduardo Rios-Neto y José Alberto de Carvalho, además de a dos revisores anónimos, por los comentarios recibidos sobre versiones anteriores de este trabajo.

[2] Doctoranda en Sociología de la Universidad de Oxford y Máster en Demografía del Centro de Desarrollo y Planificación Regional (CEDEPLAR) de la Universidad Federal de Minas Gerais (UFMG). Correo electrónico: mariana.dearaujocunha@nuffield.ox.ac.uk.

[3] Doctora en Demografía y Profesora Titular del Departamento de Demografía del Centro de Desarrollo y Planificación Regional (CEDEPLAR) de la Universidad Federal de Minas Gerais (UFMG). Correo electrónico: wajnman@cedeplar.ufmg.br.

[4] Profesor Asociado del Departamento de Demografía del Centro de Desarrollo y Planificación Regional (CEDEPLAR) de la Universidad Federal de Minas Gerais (UFMG) y Doctor en Demografía de la Universidad de Pensilvania. Correo electrónico: turra@cedeplar.ufmg.br.

[5] En los cuadros que figuran en el anexo A1 pueden consultarse los datos detallados.

Artículo 3

Brecha de participación económica entre hombres y mujeres y dividendo de género: factores determinantes no tradicionales captados en una muestra de países[1]

Jorge A. Paz[2]

Recibido: 09/09/2018

Aceptado: 11/10/2018

Resumen

En este artículo se analiza la relación entre la participación en el mercado laboral de las personas con pareja y las percepciones de la población acerca de los roles de género. Para ello se usan datos de 46 países, de la última ronda de la Family and Changing Gender Roles survey (encuesta sobre la familia y el cambio de los roles de género), recolectados entre 2011 y 2015. A fin de identificar el efecto de las percepciones relativas a los roles de género sobre la participación de hombres y mujeres en el mercado de trabajo se usa el método de variables instrumentales. Se examina así la causalidad teniendo en cuenta la disonancia cognitiva o acomodamiento de las creencias a una situación concreta de las personas en cuanto a su participación laboral, lo que constituye un aporte al debate tradicional de agencia y estructura. Los resultados ponen de manifiesto el impacto considerable de los indicadores subjetivos (percepción de los roles de género) y objetivos (tipo de unión) de la especialización dentro del hogar sobre la participación de la mujer en el mercado de trabajo y el impacto nulo en el caso de la participación masculina.

Palabras clave: participación en el mercado laboral, percepciones de los roles de género, encuesta sobre familia y roles de género, variables instrumentales, disonancia cognitiva.

Abstract

This article analyses the relationship between the labour market participation of people with a partner and the general public’s perceptions of gender roles. Data are used from the last round of the Family and Changing Gender Roles survey carried out in 46 countries between 2011 and 2015. To identify the effect of perceptions of gender roles on the participation of men and women in labour market, the instrumental variables method is used. Thus, causality is examined taking into account people’s cognitive dissonance or adjustment of their beliefs to a specific situation with regard to their labour market participation. This perspective contributes to the long-standing discussion about agency and structure. The results show that the subjective (perception of gender roles) and objective (type of union) indicators of specialization within the household have a considerable impact on women’s participation in the labour market and no impact whatsoever on men’s participation.

Keywords: labour market participation, perceptions of gender roles, Family and Changing Gender Roles survey, instrumental variables, cognitive dissonance.

Résumé

Cet article analyse la relation entre la participation au marché du travail des personnes vivant en couple et la perception des rôles attribués aux hommes et aux femmes dans la population. Ce rapport utilise des données provenant de 46 pays du dernier cycle de la Family and Changing Gender Roles survey (enquête sur la famille et l’évolution des rôles hommes-femmes), collectées entre 2011 et 2015. La méthode des variables instrumentales est utilisée pour déterminer l’effet des perceptions des rôles de genre sur la participation des hommes et des femmes au marché du travail. Le rapport de causalité est ainsi examiné au regard de la dissonance cognitive ou de l’accommodation des croyances à une situation spécifique des personnes en termes de participation au travail, ce qui constitue une contribution au débat traditionnel en termes de structure et de capacité à agir. Les résultats montrent l’impact considérable des indicateurs subjectifs (perception des rôles des deux sexes) et des objectifs (type d’union) de la spécialisation au sein du ménage en ce qui concerne la participation des femmes au marché du travail et l’impact zéro en ce qui concerne la participation des hommes.

Mots clés: participation au marché de l’emploi, perception des rôles hommes-femmes, enquête sur la famille et les rôles hommes-femmes, variables instrumentales, dissonance cognitive.

Introducción

Desde hace décadas y en casi todos los países del mundo se observa un aumento sistemático y ostensible de la participación de las mujeres en el mercado laboral. Dicho aumento fue documentado, entre otros, por Killingsworth y Heckman (1986) para los países desarrollados y por Pieters y Klasen (2011) para la India. Sin embargo, las cifras más recientes (OIT, 2017) dan cuenta de un quiebre en la tendencia alcista de la participación laboral de las mujeres y de una persistente brecha —respecto del nivel de esta variable— entre estas y sus pares masculinos que no termina de cerrarse.

Una larga serie de tiempo sobre la participación laboral de la población en los Estados Unidos (véase el gráfico 1) refleja lo que sucede en casi todos los países del mundo y que puede apreciarse con idéntica claridad, pero para un período más corto, en América Latina (véase el gráfico 2). Este cambio de tendencia es inesperado, pues según como se presentaron los hechos podía predecirse una convergencia de tasas de actividad entre sexos y una disparidad que se aproximara a cero, al menos en los países desarrollados.

Gráfico 1

Estados Unidos: tasas de actividad de la población de 16 años y más, por sexo, 1948-2018a

(En porcentajes)

Fuente: Oficina de Estadísticas Laborales, “Databases, tables & calculators by subject” [base de datos en línea] https://www.bls.gov/data/.

a Se incluye información hasta mayo.

Gráfico 2

América Latina y el Caribe: tasas de participación de la población de 16 años y más, por sexo, 1980-2020

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL).

A nivel mundial se verificaron ciertos cambios en algunas variables clave, que hacían predecir que se consolidaría la tendencia ascendente de la participación de la mujer en el mercado de trabajo y decrecería aún más la brecha con sus pares masculinos: la fecundidad siguió cayendo en aquellos países que registraban niveles altos (Naciones Unidas, 2017) y aumentaron los años de escolaridad de la población, más en el caso de las mujeres que en el de los hombres (Barro y Lee, 2013). Se registraron también transformaciones en la estructura por edad, pues aumentó la proporción de personas mayores respecto de la población más joven (Naciones Unidas, 2017).

Pero además de los cambios registrados en estos condicionantes tradicionales de la participación de la población en la actividad económica en todo el mundo (fecundidad y educación), durante las últimas décadas aumentó la proporción de parejas en unión consensual, se redujo la proporción de casados, se aplazó la edad en que se contrae matrimonio y cambió significativamente el calendario de la fecundidad, en buena medida a causa de lo anterior (Lesthaeghe, 2010).

Con excepción del trabajo de Fortin (2015), los estudios sobre oferta laboral han prestado menos atención a estos últimos factores que a los más tradicionales, a pesar de que según parte de la literatura reciente (Arosio, 2017; Bianchi y otros, 2014; Carlson y otros, 2016) las parejas unidas de hecho distribuyen más igualitariamente las tareas en el interior de los hogares, lo que podría redundar en una mayor disponibilidad de tiempo para las mujeres, que son las que suelen encargarse de las tareas domésticas. Ciertamente, esto terminaría afectando la participación de hombres y mujeres en actividades económicas remuneradas, pues empujaría al alza la actividad femenina y reduciría la de los hombres.

El presente trabajo tiene por objeto averiguar por qué a pesar de las transformaciones sociales descritas (caída de la fecundidad, mayor aumento del nivel educativo de las mujeres que el de los hombres y arreglos matrimoniales más igualitarios), el crecimiento de la tasa de participación de las mujeres ha menguado y persisten elevadas brechas de participación entre los sexos. La principal hipótesis que se explora se refiere a que ciertas variables no capturadas en las fuentes de datos comúnmente usadas para los estudios sobre el tema afectan significativamente la participación de hombres y mujeres en el mercado de trabajo. Si esto efectivamente sucede, la brecha de participación persistirá en el tiempo y el dividendo de género (Martínez, Miller y Saad, 2013; Pagés y Piras, 2010) encontrará un claro obstáculo para concretarse. Una parte de esos factores determinantes “invisibles” están ocultos en la diferente propensión a participar de los hombres y las mujeres que son similares en relación con todas aquellas variables que pueden ser observadas a través de los datos. Otra parte no menor se corresponde con la idea que los hombres y las mujeres tienen acerca de los roles de género en general y del trabajo de la mujer en la sociedad en particular. Estas creencias tienen que ver con factores culturales de difícil medición y que, según la hipótesis analizada aquí, están actuando con fuerza sobre ciertos rasgos estructurales, como la participación de la población en el mercado de trabajo. Al incorporar varios países al análisis esos rasgos culturales se potencian, de modo que contribuyen a explicar no solo la diferencia de participación entre hombres y mujeres, sino también entre países.

Este documento está organizado en cuatro secciones, aparte de esta introducción. En la sección A se detalla y profundiza la hipótesis planteada y se la inscribe en el marco del estudio de los elementos que determinan la participación económica. La sección B contiene una descripción de la fuente de datos y la estrategia metodológica que se utilizaron para alcanzar el objetivo. En la sección C se presentan y discuten los principales resultados obtenidos, y la sección D contiene las conclusiones derivadas de la presente investigación.

A. La hipótesis explorada

En este trabajo se sostiene que existe una relación entre la participación laboral de hombres y mujeres y las ideas y creencias que ambos tienen y manifiestan acerca del papel de la mujer en el mercado laboral y, en consecuencia, de la especialización de tareas y de la distribución del tiempo entre los sexos. Según una proposición ya tradicional en la teoría económica neoclásica, la especialización efectiva se produce si el intercambio supone ventajas comparativas absolutas o relativas o si la gente piensa que los arreglos respectivos son en verdad convenientes y beneficiosos. Además, ya producida, la propia especialización favorecería la productividad de las personas con el paso del tiempo, lo que haría que la rentabilidad de dicha especialización fuera mayor cuando se profundiza. Téngase en cuenta que este marco conceptual se refiere a diferencias entre personas de distinto sexo y que declaran estar en pareja. Las diferencias de participación entre hombres y mujeres sin pareja son mínimas y no resultan útiles para explicar la expansión de la tasa de actividad de las mujeres ocurrida en las últimas décadas en casi todos los países que cuentan con datos para observar este fenómeno.

En la unión de dos personas de diferente sexo se encuentran ejemplos de lo anterior: la capacidad de las mujeres de mantener la gestación del feto, dar a luz y, en la mayoría de los casos, alimentar al recién nacido es una diferencia biológica respecto a los hombres que sin duda influye en la división de las tareas de cuidado entre géneros, al menos en los primeros meses de vida de los hijos. Aun dejando de lado los factores puramente biológicos, hay otros ligados más estrechamente a las experiencias de las personas durante el ciclo vital y a las inversiones en educación y salud. La observación de estos hechos condujo a algunos autores que constituyen referentes de la teoría económica neoclásica a incorporar el concepto de “ventaja comparativa” al estudio del uso del tiempo, al plantear que la eficiencia en el funcionamiento de un hogar depende de que cada miembro se ocupe más de las actividades en las que es más productivo; si esto ocurre, la producción total del hogar será mayor de la que podría obtenerse sin especialización (Becker, 1965 y 1981; Blau, Farber y Winkler, 2014).

La conexión de este marco conceptual con lo que ocurre en el mercado de trabajo es directa: el realizar tareas domésticas no remuneradas requiere tiempo, que compite con el que podría destinarse a generar ingresos. Llegado cierto punto y bajo especialización completa, en un hogar compuesto por dos personas, uno de los miembros se encargaría enteramente de generar ingresos, mientras que el otro atendería las tareas del hogar, incluido el cuidado de niñas y niños y de personas mayores. Se llegaría así a una producción total del hogar más elevada que la que podría generar cada individuo por separado realizando ambas tareas, y cada uno de ellos gozaría de un bienestar mayor que si no estuvieran unidos.

Así, los primeros aportes a la teoría de la asignación del tiempo provienen de la teoría económica neoclásica de la oferta laboral. Ellos incluyen desde el modelo tradicional microeconómico conforme al cual el individuo decide si trabajar o no y, en el caso de trabajar, con qué intensidad hacerlo (Gronau, 1976) hasta los aportes que consideran al hogar como unidad de producción más que de consumo (Becker, 1965; Browning, Chiappori y Weiss, 2014; Bryant y Zock, 2006). Siguiendo esta dirección, se supone que los hogares utilizan el tiempo y los bienes como factores para producir algunas mercancías (productos básicos) que proporcionan bienestar a sus miembros.

El efecto de los condicionantes tradicionales de la participación económica, como la fecundidad y el nivel educativo, puede ser analizado en este contexto teórico. Si es la mujer la que se ocupa de las niñas y los niños en el hogar, un mayor número de ellos —con el consiguiente aumento de la demanda de tiempo que se dedica al cuidado y a otras tareas— se traducirá en que tenga menos tiempo disponible para el trabajo remunerado. De esta forma, el salario que la mujer debería percibir para compensar el costo en tiempo de estas tareas de cuidado es mayor cuantos más hijas e hijos tenga. Por su parte, al mejorar el salario que la persona puede obtener en el mercado de trabajo, la educación encarece el costo del tiempo y, con eso, el de todas las actividades intensivas en su uso, entre las cuales se encuentran las tareas domésticas y de cuidado.

No obstante lo anterior, para que la especialización se produzca es necesario primero que exista un acuerdo entre los integrantes de una pareja. En definitiva, son ellos quienes deben establecer la división de tareas, y es precisamente respecto de esa decisión acerca de la distribución de labores y la especialización cuando las ideas y creencias sobre los roles de hombres y mujeres en la sociedad y en la familia son factores protagónicos. Pero debe quedar claro que no se trata de decisiones que afectan a las personas en un punto en el tiempo. Estas ideas y creencias repercuten en las decisiones que las personas toman a lo largo del ciclo de vida, principalmente en las relacionadas con las inversiones en educación y salud y con los mercados matrimoniales (Bénabou y Tirole, 2011). Todo esto puede ser condensado en la idea de la formación de identidades, tema que ha interesado a la teoría económica posneoclásica (Akerlof y Kranton, 2000).

Desde la perspectiva de la presente investigación lo antedicho supone incluir, en las funciones de participación laboral o en las de distribución de tareas, variables de percepción propias y heredadas (Farré y Vella, 2007; Fernández, Fogli y Olivetti, 2004), además de las tradicionales, como el número de hijos, la educación, la edad y la región de residencia. El problema es que esas variables no suelen estar disponibles en las encuestas de hogares ni en los censos de población, lo que puede ser una de las razones por las que no han recibido más atención en la literatura.

En este mismo marco conceptual, las variables tradicionales como la fecundidad y la educación adquieren otro sentido. Independientemente de la dotación inicial de ideas y creencias heredadas de los padres, la inversión en la educación, nutrición y salud de las hijas y los hijos, realizada por madres y padres, y la que se refiere al tiempo dedicado al cuidado y atención del hogar, que llevan a cabo sobre todo las mujeres, pueden ser entendidas como parte de un proceso constitutivo de identidad de madre y esposa, mientras que las inversiones en la propia educación y en la carrera laboral, como parte del proceso constitutivo de identidad de mujer trabajadora e independiente.

A partir del trabajo pionero de Vella (1994), en varios estudios, realizados en su mayoría para los Estados Unidos, se han incorporado variables de percepción para el análisis del nivel y la estructura de la participación económica, y en todos ellos, con fuentes de datos y técnicas diversas, se han encontrado correlaciones significativas (Cunningham, 2008; Fernández, Fogli y Olivetti, 2004; Fortin, 2015). Desde el punto de vista del dividendo de género, estos trabajos pueden interpretarse como una advertencia acerca de la importancia de estos factores para su probabilidad de concreción y, por lo tanto, de la necesidad de considerarlos al evaluarla.

Otro enfoque posible de la especialización de hombres y mujeres en tareas remuneradas y no remuneradas se basa en los tipos de unión conyugal. Diversos trabajos han mostrado que las parejas que conviven sin casarse hacen un uso más igualitario del tiempo destinado a las tareas del hogar, con lo que aumentan las posibilidades de participación en el mercado de trabajo, en especial para las mujeres. Henkens, Grift, y Siegers (2002) analizan el efecto en la oferta de trabajo de los arreglos matrimoniales de las mujeres alemanas. Davis, Greenstein y Gerteisen (2007) incorporan a los hombres y encuentran, en un importante conjunto de países, situaciones altamente estimulantes en relación con las hipótesis que se desarrollan en este documento. Por ejemplo, los hombres que cohabitan realizan más trabajo doméstico que los hombres casados y las mujeres que cohabitan realizan menos trabajo doméstico que las mujeres casadas. Bianchi y otros (2014) afirman que la mayor especialización de las personas casadas se debe a que tienen más incentivos para permanecer juntas, a diferencia de las que constituyen uniones consensuales, que están menos protegidas en caso de que se disuelva la relación.

Claramente, si lo anterior se cumple, la brecha de género en el trabajo remunerado y el no remunerado entre las personas casadas y las que cohabitan debe ser mayor en los países donde la cohabitación está menos institucionalizada y donde quienes cohabitan tienen relativamente menos protecciones legales si la relación se disuelve. Los hallazgos de estos autores usando una muestra de varios países son similares a los de Davis, Greenstein y Gerteisen (2007), en el sentido de una mayor igualdad entre hombres y mujeres que cohabitan respecto de la distribución de tareas remuneradas y no remuneradas. Domínguez-Folgueras (2012) sostiene que la distribución más igualitaria del trabajo no remunerado entre personas que conforman una unión consensual no es consecuencia de que los hombres realicen más tareas domésticas y las mujeres menos, sino de que ambos miembros de la pareja dedican menos tiempo a estas labores.

Sánchez y Pérez (2016) obtienen resultados similares para México, aunque estas autoras advierten la presencia en este país de algunas normas e ideas y creencias particulares sobre los roles de género en la organización interna de los hogares. Ellas muestran claramente que la división del trabajo en el hogar sigue imponiendo una carga mayor a la mujer. Estas conclusiones son muy importantes en lo que se refiere a los objetivos de este trabajo, dado que destacan la importancia de las normas y las ideas acerca de los roles de género como elementos básicos que contribuyen a entender por qué las tasas de actividad se comportan de la manera en que lo hacen.

A diferencia de los autores ya examinados, Arosio (2017) se ocupa de señalar que la cohabitación es francamente favorable para las mujeres: las que cohabitan pasan menos tiempo realizando trabajo doméstico que las casadas. Por su parte, los hombres que están en esa condición parecen no estar dispuestos a asumir una mayor carga de trabajo doméstico que los hombres casados.

En suma, en los estudios sobre la temática que se aborda en este trabajo la variable que se intenta explicar o variable dependiente es la participación de hombres y mujeres en actividades remuneradas y no remuneradas, junto con el tiempo que dedican a unas y otras. La variable explicativa central es el tipo de unión de pareja —matrimonio o unión consensual— y las variables de control corresponden a la edad, el nivel educativo, las características de la pareja y la región o provincia de residencia. Para estudiar la variable dependiente se aplican modelos de regresión, ya sean lineales o no lineales, y en algunos casos se corrige por selección muestral. Los resultados son coherentes con la hipótesis de una distribución más igualitaria del tiempo de trabajo remunerado y no remunerado en las parejas que conforman uniones consensuales, en comparación con las casadas, lo que muestra que en cierta forma se verifican algunas de las hipótesis centrales del modelo de la especialización desarrollado en el marco teórico de este estudio.

B. Datos y estrategia metodológica

1. Datos

Los datos para el análisis provienen de la última ronda de la Family and Changing Gender Roles survey, encuesta sobre familia y roles de género auspiciada por el International Social Survey Program (ISSP). Se trata de una encuesta realizada en numerosos países por instituciones independientes de cada uno de ellos. La ronda considerada aquí (ISSP, 2016) contiene datos recolectados entre 2011 y 2015 de los siguientes países o regiones: Alemania, Argentina, Australia, Austria, Bélgica, Bulgaria, Canadá, Chile, China, Croacia, Dinamarca, Eslovaquia, Eslovenia, España, Estados Unidos, Federación de Rusia, Filipinas, Finlandia, Flandes, Francia, Gran Bretaña, Holanda, Hungría, India, Irlanda, Irlanda del Norte, Islandia, Israel, Japón, Letonia, Lituania, México, Noruega, Nueva Zelandia, Polonia, Portugal, Provincia China de Taiwán, República Checa, República de Corea, Sudáfrica, Suecia, Suiza, Turquía y Venezuela (República Bolivariana de).

Estos países se agruparon en ocho regiones: África (Sudáfrica), América Latina (Argentina, Chile, México y Venezuela (República Bolivariana de)), América del Norte y Australia (Australia, Canadá y Estados Unidos), Asia 1 (China, Filipinas, India, Japón, Provincia China de Taiwán y República de Corea ), Asia 2 (Israel y Turquía), Europa 1 (países nórdicos), Europa 2 (Europa Central) y Europa 3 (Europa Oriental).

El universo de la encuesta sobre familia y roles de género está conformado por personas adultas de 18 años y más, excepto en unos pocos países en que se indaga también sobre las características del grupo etario de 15 a 17 años, lo que resulta irrelevante dados los propósitos de este estudio. El método de selección y los procedimientos de muestreo difieren entre los países, y se trata de muestras parcialmente simples y aleatorias estratificadas en varias etapas. Los datos se recolectaron mediante entrevistas personales en que se utilizó un cuestionario estandarizado. La base de datos completa contiene 61.754 registros, de los que se usaron 31.005 para el análisis final. Se debe tener presente que este último número surge de haber aplicado diversos filtros a la muestra original (por ejemplo, la selección únicamente de personas con pareja).

La encuesta indaga sobre la actitud de las personas hacia temas como el trabajo de las madres; la distribución de roles entre el hombre y la mujer en la ocupación y el hogar; el empleo de las mujeres en las diferentes etapas de la crianza de los hijos; el matrimonio, la cohabitación sin matrimonio y el divorcio; la monoparentalidad y el cuidado de los hijos por parte de las parejas masculinas; el número ideal de niños para una familia, y otras tantas dimensiones similares. Además, releva datos sociodemográficos, laborales y económicos que son usados aquí como variables de control de los modelos estimados.

Este trabajo está enfocado particularmente en aquellas personas que declaran estar actualmente en pareja, ya sea que estén casadas o en cohabitación. Por consiguiente, se excluye del análisis a las personas que no tienen pareja, las que, por lo demás, no arrojan diferencias significativas de participación entre sexos y no son señaladas en la literatura como relevantes para la comprensión de los cambios estructurales verificados en los últimos años, por ejemplo, el notorio aumento de la participación de la mujer en el mercado de trabajo[3]. Aunque los datos se obtuvieron de un único individuo de cada pareja que funciona como encuestado (solo se entrevistó a un miembro de cada una), se pregunta también a los encuestados sobre determinadas características de sus parejas, algunas de las cuales fueron consideradas en este estudio.

La variable dependiente es la condición de actividad económica, que distingue entre aquellas personas que están en el mercado laboral, trabajando o buscando trabajo, y las que declaran no realizar actividades remuneradas. Además del tipo de unión, se pretende evaluar el papel que las actitudes de la población sobre los roles de género juegan en la decisión de estar o no en el mercado de trabajo. Se construye en este caso un índice de percepción de los roles de género que registra valores entre 0 —cuando se cree que hombres y mujeres deben cumplir roles idénticos en el mercado de trabajo— y 1 —si se estima que los hombres deben dedicarse completamente al trabajo para el mercado y las mujeres a cuidar a sus hijos y a las personas mayores, y a realizar tareas domésticas—.

2. Metodología básica

Se estiman modelos probit con el propósito de analizar la relación entre la participación en el mercado de trabajo, como expresión del dividendo de género, y la variable que resume las ideas y creencias acerca de los roles del hombre y la mujer en el trabajo para el mercado y el trabajo doméstico. Es bien sabido que los modelos que incluyen muchos países tienen como principal limitación la cantidad de variables omitidas. En este sentido, es demasiado ambicioso pretender hablar de causalidad. Lo que se intenta hacer es más bien capturar la robustez de las relaciones entre ciertas variables clave y plantear preguntas que abran las puertas a estudios más detallados.

Los modelos incluyen todas las variables de control que estaban disponibles en las bases de datos, como la edad, la fecundidad y el nivel educativo de los encuestados, entre otras.

Los modelos estimados responden a la siguiente especificación:

Yij = ß_1Cij + ß_2IPRGij + X Θ + uij (1)

donde Yij representa la participación en el mercado de trabajo del individuo “i” en el país “j”. La variable Cij es una variable ficticia que indica el tipo de unión del individuo (comparado con el de los individuos solteros y sin pareja, que corresponden al grupo de control) e IPRGij se refiere al índice de percepción de los roles de género. Por su parte, X es una matriz que además de una columna de números 1 contiene las variables de control. Por otro lado, ß y Θ son los parámetros, y uij, el término de error, que se supone normalmente distribuido, con media 0 y varianza constante.

Se estiman modelos probit por su máxima verosimilitud para varones y mujeres por separado. La variable IPRGij se construyó a partir de siete preguntas del cuestionario incluido en la encuesta, cada una de las cuales comienza con la frase “¿está de acuerdo o en desacuerdo...?” y tiene que ver con la opinión acerca de los roles de género en situaciones cotidianas relacionadas con el trabajo de las mujeres (véase el anexo A1). El índice de percepción de los roles de género oscila entre un mínimo de 0 (que podría denominarse una “postura favorable al trabajo remunerado de la mujer”) y un máximo de 1 (que correspondería a una “postura adversa al trabajo remunerado femenino”).

3. Identificación del efecto neto

La literatura que trata sobre la incorporación de variables subjetivas a las funciones de participación advierte sobre la posible existencia de endogeneidad de algunos regresores. Tal es el caso del índice de percepción de roles de género. Es muy probable que las actitudes y la percepción respecto de los roles de género sean simplemente una reflexión posterior a la decisión de participación y que sirvan para racionalizar las decisiones ya tomadas y las acciones propias; en otras palabras, quizás las respuestas de las personas se adapten para evitar los problemas de la denominada “disonancia cognitiva” (Fortin, 2008 y 2005), que puede ser entendida como el autoconvencimiento sobre lo correcto y lo incorrecto de acuerdo a decisiones tomadas en el pasado por los propios actores, es decir, serían inferencias realizadas por ellas y ellos a partir de determinaciones previas (Bénabou y Tirole, 2011). Si esto es efectivamente lo que ocurre, la variable correspondiente al índice mencionado podría ser endógena y, en ese caso, los parámetros estimados serían inconsistentes.

Para solucionar este problema se estimó un modelo con dos variables instrumentales, en que las opiniones acerca de la crianza de los niños y la religión que profesa la persona se utilizan como instrumentos. El supuesto implícito que justifica la elección de estas variables es su relación con la forma en que se perciben los roles de género (es decir, existe covarianza entre los instrumentos y la variable independiente) y la ausencia de relación con la participación económica en el mercado de trabajo (es decir, la covarianza es nula con la variable dependiente). Por ejemplo, no hay razones para asociar la religión al salario potencial o el de reserva (que influyen en las decisiones de participación), pero sí para asociarla al rol de las mujeres en el hogar.

Si bien la evaluación de la disonancia cognitiva encuentra asilo empírico en el modelo de regresión con variables instrumentales, remite a un tema conceptual más amplio y que es objeto de debate en la sociología contemporánea: la relación entre estructura y agencia. En este sentido, se entiende por “estructura” el conjunto de pautas relativamente estables y recurrentes que ejercen influencia sobre las elecciones de las personas. La agencia, por su parte, se refiere a la capacidad de los individuos para actuar de manera independiente y elegir en forma libre. La incorporación de las percepciones como argumento de las funciones de participación implica aceptar la posibilidad de un efecto que no solo refleja un vínculo claro entre estructura y agencia, sino que también la dirección de ese vínculo: cómo y de qué manera lo que una persona percibe sobre su situación y posición en la estructura social ejerce influencia sobre un rasgo que es mucho más estructural, como lo es su participación en el mercado de trabajo.

Más específicamente, se construye un índice de tolerancia con respecto a la crianza sobre la base de tres afirmaciones contenidas en el cuestionario de la encuesta que se refieren a lo siguiente: i) que un padre puede criar a un niño tan bien como dos padres juntos; ii) que una pareja de mujeres puede educar a un niño tan bien como una pareja conformada por un hombre y una mujer, y iii) que una pareja de hombres puede criar a un niño tan bien como una pareja conformada por un hombre y una mujer. En el cuestionario se solicita a los encuestados contestar según la siguiente pauta de respuestas: “muy en desacuerdo”, “en desacuerdo”, “ni de acuerdo ni en desacuerdo”, “de acuerdo” y “muy de acuerdo”.

Por otra parte, se usaron las preguntas acerca de las creencias religiosas y se construyó una variable dicotómica con valor 1 para las personas de religión católica y 0 para el resto, que se combinó con otra variable dicotómica para identificar la intensidad de la práctica religiosa. La variable de interacción es la cantidad de veces al año que un individuo de religión católica concurre más de una vez al mes a la iglesia o realiza actividades similares.

4. Estimación del peso relativo, del efecto de la propensión y del efecto de la estructura

Además de analizar la existencia de una relación entre los indicadores subjetivos relacionados con los roles de género y la participación económica de hombres y mujeres, se persiguen en este artículo otros dos objetivos: i) evaluar la importancia o peso relativo de cada factor dentro de la brecha total y ii) descomponer la brecha de participación entre géneros para averiguar qué parte de ella responde al nivel de las variables analizadas y qué parte a la propensión de la persona a participar, con independencia del nivel que asuma la variable explicativa. Para descomponer la brecha, entonces, se siguió la versión no lineal del método de Blinder (1973) y Oaxaca (1973):

(2)

donde e representan las tasas de actividad promedio de hombres y mujeres en cada país, respectivamente; NH y NM, la población de hombres y mujeres, y F(.), la función acumulativa para la distribución logística.

El primer término del lado derecho representa la parte de la brecha que se debe a diferencias de características entre los grupos (también llamada “parte explicada” de la brecha), y el segundo término captura la parte atribuible a diferencias de comportamiento (también denominadas aquí diferencias de propensión o “parte no explicada”).

Este tipo de descomposición es sensible al denominado “problema de los números índice”; es decir, el resultado varía según se use como grupo de comparación a los hombres, a las mujeres o a ambos. En este estudio se empleó la alternativa propuesta por Oaxaca y Ransom (1994), basada en que, como ponderadores para el primer término de la descomposición (los ßH de la expresión anterior), se utilizan los coeficientes estimados a partir de una muestra conjunta de los dos grupos: hombres y mujeres.

La metodología descrita se centra específicamente en el segundo término del lado derecho de la descomposición propuesta en la ecuación anterior, que cuantifica la contribución que hace la distinta propensión a participar de cada grupo a la brecha total. Usando como ponderadores los coeficientes estimados de una regresión probit basada en la muestra agrupada, se puede examinar la contribución de cada variable o cada grupo de variables a la brecha entre géneros de las tasas de participación en la fuerza laboral. La misma metodología se aplica para tratar las diferencias en la proporción de tiempo que hombres y mujeres emplean en tareas domésticas no remuneradas.

C. Resultados

1. Análisis preliminar de las variables fundamentales

El primer aspecto que destacar es la diferencia o brecha de participación económica entre hombres y mujeres en la muestra analizada. Dicho indicador proporciona la magnitud del bono o dividendo de género, pues permite apreciar el porcentaje de mujeres que se encuentra fuera del mercado laboral y que, de incorporarse, podría contribuir al crecimiento económico y a la reducción de la desigualdad, en este caso global. Abordar estos dos aspectos es indispensable para hacer realidad la Agenda 2030 para el Desarrollo Sostenible, que tiene entre sus Objetivos de Desarrollo Sostenible (ODS) reducir la pobreza (Objetivo 1) y las desigualdades (Objetivo 10), lograr la igualdad de género (Objetivo 5) y promover el crecimiento económico sostenido, inclusivo y sostenible, el empleo pleno y productivo y el trabajo decente para todos (Objetivo 8).

Si bien en los gráficos 1 y 2 se había sugerido lo que podría encontrarse en un análisis más profundo de la brecha de participación por género, una fotografía de su medida a principios de la presente década permite afirmar que a nivel agregado esta brecha asciende casi a 14 puntos porcentuales, como resultado del 71% de la tasa de participación de los hombres en comparación con el 58% de la participación femenina en la fuerza de trabajo. Ese valor es algo inferior a la cifra de 26 puntos porcentuales presentada en los informes de la Organización Internacional del Trabajo (OIT, 2018), que surge de un conjunto más amplio de países.

Ciertamente, estos promedios resumen situaciones muy dispares según los diversos grupos. Entre las brechas más conocidas y analizadas se encuentra aquella que se relaciona con la edad y el sexo, como la que puede apreciarse en el gráfico 3. En él se advierte una participación económica baja en las edades extremas y alta en las centrales y una estructura por edad que no difiere demasiado entre hombres y mujeres, aunque se aprecian claras disparidades de nivel entre uno y otro sexo. La brecha más amplia se produce en el grupo de 30 a 59 años de edad, conformado por las personas que se encuentran en sus años activos de mayor productividad y pueden acceder a salarios potenciales más elevados. Se trata asimismo de un período de la vida en que las mujeres tienen una mayor probabilidad de quedar “atrapadas” en el trabajo doméstico no remunerado. Entonces, no solo es el período de mayor productividad, sino también el tramo del ciclo vital en que ellas se casan más y tienen más hijos, que además son más pequeños y demandan más cuidados.

Gráfico 3

Países seleccionadosa: tasas de participación por sexo y edad, 2011-2015

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

El cuadro 1 agrega información al ofrecer un resumen de las principales variables que se analizan en este estudio: el índice de percepción de roles de género y el tipo de unión de pareja. Estas variables están computadas para cada una de las regiones del mundo en que se agrupan los países incluidos en la fuente de datos.

Cuadro 1

Tasas de participación e indicadores de percepción y de tipos de unión de pareja, por regiones del mundo, 2011-2013

Región

Participación

Índice de percepción

de roles de género

Tipo de unión

Hombres

Mujeres

Brecha

Hombres

Mujeres

Brecha

Casados

Unidos

América Latina

0,793

0,557

0,236

0,525

0,515

0,009

0,423

0,131

América del Norte y Australia

0,698

0,605

0,093

0,444

0,377

0,067

0,553

0,111

África

0,632

0,556

0,075

0,462

0,453

0,009

0,383

0,073

Asia 1

0,760

0,570

0,190

0,507

0,492

0,015

0,685

0,025

Asia 2

0,678

0,373

0,304

0,518

0,474

0,044

0,670

0,018

Europa 1

0,701

0,646

0,055

0,359

0,299

0,060

0,524

0,130

Europa 2

0,677

0,604

0,073

0,401

0,350

0,051

0,545

0,097

Europa 3

0,688

0,563

0,125

0,472

0,458

0,014

0,515

0,074

Total

0,712

0,576

0,136

0,460

0,429

0,032

0,558

0,079

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

Nota: Los países que componen las regiones se detallan en la sección B.1 de este documento.

Puede constatarse que la brecha de participación por género más alta se registra en Israel y Turquía (Asia 2), a los que siguen, en orden descendente, los países de América Latina. Por su parte, la brecha de género más baja se observa en los países nórdicos (Europa 1). Cabe mencionar que estos resultados coinciden en gran medida con las cifras brindadas por los recientes informes de la Organización Internacional del Trabajo (OIT, 2018). Las diferencias obedecen, básicamente, a los registros de los países no incluidos en la muestra que aquí se analiza, como los de África del Norte y los Estados Árabes, en que la brecha de género supera los 50 puntos porcentuales.

Los países nórdicos, incluidos en el grupo Europa 1, arrojan el índice de percepción de roles de género más bajo, lo que revela una actitud favorable a la participación femenina en los mercados de trabajo o, lo que es lo mismo en este contexto, a una distribución más igualitaria del tiempo de trabajo, que equivale a una menor especialización de tareas en lo relativo al trabajo para el mercado y el trabajo para el hogar (o doméstico no remunerado).

En este sentido, hay un aspecto curioso que tiene que ver con el tamaño de la brecha del índice de percepción de roles de género entre hombres y mujeres. Esta es más elevada en los países nórdicos y en el grupo de América del Norte y Australia, regiones con una disparidad de participación más baja, y en África, Asia y América Latina es muy pequeña, lo que sugiere que la tasa de participación es sensible a los cambios en la percepción de los roles de género por parte de hombres y mujeres. En los países nórdicos (Europa 1) la percepción de ambos sexos es favorable a una menor especialización, pero la opinión de las mujeres corresponde a una cifra mucho más baja que la de los hombres, lo que parece influir en la participación femenina en la fuerza de trabajo.

Lo antedicho pone el énfasis en los promedios por continente. El gráfico 4, en cambio, muestra las diferencias del índice de percepción de roles de género entre grupos de población específicos, más allá de la región en la que residen las personas.

Gráfico 4

Países seleccionadosa: índice de percepción de roles de género según características específicas, 2011-2013

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

Las personas inclinadas a una división más igualitaria del trabajo son las más jóvenes, las que tienen un nivel educativo más elevado, las que se encuentran en una unión de tipo consensual y las que pertenecen a las religiones protestante o judía. Esto último es de gran interés en el presente contexto de investigación ya que la religión es uno de los instrumentos elegidos para corregir la endogeneidad (véase el apartado C.3).

2. Identificación del efecto

En el apartado anterior se constató una cierta relación entre las percepciones de la población acerca de los roles de hombres y mujeres y la tasa de actividad de unas y otros. También se mostró información sobre la gran variabilidad del índice que mide esas percepciones según continente y grupo específico de población. Ahora se analizan los resultados obtenidos tras estimar las regresiones que permiten identificar su efecto, luego de controlar algunas covariables que podrían estar interactuando con las variables que atañen particularmente a este estudio.

Los resultados principales se centran en las dos variables independientes analizadas: el tipo de arreglo matrimonial (Cij) y la que representa la percepción de los roles de género (IPRGij). Si la cohabitación implica una distribución más igualitaria del uso del tiempo, se espera que ß_1 sea menor que 0 para la muestra de mujeres y mayor que 0 para la de varones, lo cual estaría sugiriendo que una mujer que cohabita dedica menos tiempo al trabajo doméstico y que un hombre que está en esta condición dedica una mayor parte de su tiempo a este tipo de tareas, lo que de acuerdo con la hipótesis planteada tendría efecto en la participación laboral remunerada. Por otro lado, se espera que ß_2 sea inferior a 0, lo que indicaría que, independientemente del género del encuestado y del resto de las variables de control, las ideas acerca de los roles de género que suponen un rechazo de la inserción de la mujer en el mercado laboral se traducen en que estas dediquen una mayor cantidad de tiempo a tareas domésticas y, por tanto, tengan una menor participación en la actividad económica remunerada.

El cuadro A2.1 muestra los valores medios de las variables incluidas en las regresiones que se analizan en este apartado y en el siguiente. Estas variables son también las que se incluyeron en el ejercicio de descomposición de Blinder (1973) y Oaxaca (1973), que se explica en el apartado B.4 y se analiza en el C.4. El cuadro 2 contiene los parámetros obtenidos luego de estimar las funciones de participación. En términos generales se aprecia que existe concordancia entre estos resultados y los esperables según las hipótesis: la participación es más alta en las edades centrales y aumenta conforme crece el nivel educativo de las personas. El incremento del número de niños en edad preescolar que hay en el hogar disminuye las probabilidades de participar de las mujeres, y el de niños en edad escolar aumenta la participación de los hombres. Se debe tener presente que este es el resultado previsto debido a que los niños más pequeños exigen más tiempo de cuidado y quizá a la mayor demanda de bienes por parte de los niños de mayor edad.

Respecto de las variables principales objeto de este estudio, puede decirse que las mujeres que cohabitan tienen una probabilidad más elevada de participar en el mercado de trabajo en comparación con aquellas que están unidas en matrimonio. En el caso de los hombres se obtiene el resultado inverso, pero no significativamente distinto de cero. Como lo pone de manifiesto la literatura revisada, la unión libre propicia una participación más igualitaria en el trabajo doméstico y con ello elimina parte de las restricciones que enfrenta la mujer para participar en la actividad económica remunerada.

La insensibilidad de la tasa de actividad masculina al tipo de unión de pareja mostraría que la división más igualitaria de los tiempos de trabajo remunerado y no remunerado no influye en las decisiones de los hombres de participar o no en el mercado de trabajo. Es probable que el efecto pueda constatarse al examinar el número de horas dedicadas a uno u otro tipo de tareas, pero lo cierto es que la participación en términos binarios (participa o no participa) no se altera, lo que sí ocurre en el caso de las mujeres. Puede ser que aquellas que están trabajando a tiempo parcial abandonen el mercado de trabajo ante la situación de matrimonio legal, lo que profundizaría la especialización de tareas dentro del hogar.

Cuadro 2

Resultados de las regresiones probit sobre participación

Variable

Total

Hombres

Mujeres

Sexo (varón=1)

0,763***

(0,021)

Índice de percepción de roles de género

-0,861***

-0,062

-1,293***

(0,059)

(0,092)

(0,077)

Casada o casado (variable simulada)

0,077**

0,027

0,076*

(0,035)

(0,061)

(0,043)

Edad

0,150***

0,130***

0,150***

(0,006)

(0,011)

(0,009)

Cuadrado de la edad

-0,002***

-0,002***

-0,002***

(0,000)

(0,000)

(0,000)

Años de escolaridad

0,024***

0,030***

0,021***

(0,003)

(0,004)

(0,004)

Número de niños de 0 a 5 años en el hogar

-0,142***

-0,039

-0,208***

(0,017)

(0,029)

(0,024)

Número de niños de 6 a 17 años en el hogar

-0,007

0,080***

-0,042***

(0,013)

(0,025)

(0,016)

América Latina (variable simulada)

0,032

0,487***

-0,221***

(0,045)

(0,088)

(0,056)

América del Norte y Australia (variable simulada)

-0,074*

0,026

-0,154**

(0,045)

(0,066)

(0,060)

África (variable simulada)

-0,185***

-0,165

-0,175**

(0,067)

(0,111)

(0,085)

Asia 1 (variable simulada)

-0,014

0,154***

-0,142***

(0,031)

(0,045)

(0,043)

Asia 2 (variable simulada)

0,126*

0,131

0,125

(0,069)

(0,137)

(0,080)

Europa 1 (variable simulada)

-0,115***

-0,093*

-0,144***

(0,033)

(0,051)

(0,042)

Europa 2 (variable simulada)

-0,124***

-0,215***

-0,073*

(0,029)

(0,042)

(0,039)

Urbanoa

-0,126***

-0,128***

-0,126***

(0,022)

(0,034)

(0,029)

Ordenada al origen

-1,595***

-0,746**

-1,312***

(0,164)

(0,302)

(0,211)

Número de observaciones

31 005

14 809

16 196

Fuente: International Social Survey Programme (ISSP), Family and Changing Gender Roles survey [base de datos en línea] https://www.gesis.org/issp/modules/issp-modules-by-topic/family-and-changing-gender-roles/.

Nota: Los países que componen las regiones se detallan en la sección B.1 de este documento.

Tres, dos y un asterisco indican que los parámetros son significativamente distintos de cero al 1%, 5% y 10%, respectivamente. La ausencia de asteriscos indica la falta de significancia a esos niveles.

a Se refiere a las zonas urbanas de los países incluidos en las regresiones.

Por otra parte, una percepción acerca de los roles de género más orientada al rechazo de la “mujer trabajadora” afecta negativamente las probabilidades de participación de las mujeres, pero no las de los hombres. Este resultado es muy importante: las percepciones que las propias mujeres tienen sobre el rol que les toca desempeñar en la sociedad tienen un efecto negativo en la participación laboral y reflejan un obstáculo significativo para la concreción del dividendo demográfico desde la perspectiva del género.

Nuevamente se aprecia en este caso la insensibilidad de la tasa de actividad masculina a la percepción de los roles que deben cumplir los hombres y las mujeres en la sociedad. El resultado sugiere que los hombres que tienen una pareja femenina y se reconocen como refractarios a la participación de la mujer en el mundo del trabajo tienen un nivel de participación económica idéntico al de aquellos que se muestran favorables a la participación femenina. Este resultado alerta respecto de la importancia que tiene la percepción de la propia mujer acerca de su situación estructural. En términos de política pública, ante el desafío de aumentar el nivel de participación económica de la mujer en tareas remuneradas, el agente y objeto de la política es ella misma, pues sus decisiones terminan definiendo su posición final en el mercado de trabajo.

3. Control de la disonancia cognitiva

Como se explicó en el apartado B.3, es probable que la respuesta que dan las personas en relación con los roles de género esté afectada por la denominada “disonancia cognitiva”, que consiste en la adaptación de las creencias y del discurso a la situación que precisamente se quiere explicar en este documento: la participación económica de la población. En otros términos, es posible que las personas que ya están especializadas tiendan a justificar la especialización justamente porque lo están, generando de este modo un problema de endogeneidad que impide apreciar con nitidez la causalidad que pretenden captar las regresiones.

En el cuadro 3 se presentan los resultados obtenidos tras aplicar una corrección por endogeneidad usando como variables instrumentales la religión que profesan las personas y las opiniones que manifiestan acerca de la crianza de los hijos. Estas variables cumplen las condiciones que deben tener los instrumentos utilizados para este tipo de metodología: influyen en las percepciones de los roles de género, pero no existen razones que permitan argumentar una relación entre ellas y la participación económica.

Se desprende de estos resultados que la percepción de los roles de género es exógena, dado que no difieren significativamente de los analizados en el cuadro 2. Es más, las pruebas de la existencia de endogeneidad no permiten rechazar la hipótesis de su ausencia. Para constatar lo antedicho se realizó una prueba de significación de la diferencia entre los parámetros estimados para el índice de percepción de roles de género con control por endogeneidad (véase el cuadro 3) y sin él (véase el cuadro 2), que arrojó un valor de chi-cuadrado de 0,58, no significativamente diferente de cero, lo cual hace posible aceptar la proposición de que los parámetros son similares.

Cuadro 3

Percepción de los roles de género instrumentada

Total

Hombres

Mujeres

Sexo (varón=1)

0,712***

(0,020)

Índice de percepción de roles de género

-1,052***

-0,538

-1,079***

(0,219)

(0,376)

(0,281)

Unida o unido (variable simulada)

0,065**

0,031

0,069*

(0,032)

(0,057)

(0,039)

Edad

0,140***

0,122***

0,142***

(0,004)

(0,008)

(0,006)

Cuadrado de la edad

-0,002***

-0,002***

-0,002***

(0,000)

(0,000)

(0,000)

Años de escolaridad

0,022***

0,026***

0,022***

(0,003)

(0,004)

(0,004)

Número de niños de 0 a 5 años en el hogar

-0,154***

-0,089***

-0,210***

(0,014)

(0,025)

(0,018)

Número de niños de 6 a 17 años

en el hogar

-0,006

0,043**

-0,037***

(0,010)

(0,018)

(0,013)

América Latina (variable simulada)

0,053

0,597***

-0,267***

(0,053)

(0,091)

(0,068)

América del Norte y Australia (variable simulada)

-0,062

0,004

-0,127**

(0,044)

(0,067)

(0,059)

África (variable simulada)

-0,128**

-0,117

-0,152*

(0,062)

(0,105)

(0,078)

Asia 1 (variable simulada)

-0,001

0,179***

-0,185***

(0,040)

(0,060)

(0,054)

Asia 2 (variable simulada)

0,131*

0,153

0,100

(0,068)

(0,113)

(0,085)

Europa 1 (variable simulada)

-0,092***

-0,102*

-0,114***

(0,033)

(0,054)

(0,043)

Europa 2 (variable simulada)

-0,074*

-0,192***

-0,047

(0,038)

(0,058)

(0,052)

Urbanoa

-0,120***

-0,123***

-0,111***

(0,020)

(0,032)

(0,026)

Ordenada al origen

-1,283***

0,424***

-1,229***

(0,162)

(0,017)

(0,205)

Número de observaciones

28 001

13 383

14 618

Fuente: International Social Survey Programme (ISSP), Family and Changing Gender Roles survey [base de datos en línea] https://www.gesis.org/issp/modules/issp-modules-by-topic/family-and-changing-gender-roles/.

Nota: Los países que componen las regiones se detallan en la sección B.1 de este documento.

Tres, dos y un asterisco indican que los parámetros son significativamente distintos de cero al 1%, 5% y 10%, respectivamente. La ausencia de asteriscos indica la falta de significancia a esos niveles.

a Se refiere a las zonas urbanas de los países incluidos en las regresiones.

Los resultados anteriores permiten trabajar con el supuesto de exogeneidad de una de las variables explicativas centrales: la percepción sobre los roles de género. Entonces, basándose en el cuadro 2, se puede afirmar con seguridad que el índice de percepción de roles de género influye negativamente en la participación laboral de las mujeres pero no en la de los hombres y que el tipo de unión opera con signo opuesto para hombres y mujeres. Los hombres casados y los unidos participan más del mercado laboral que sus pares solteros. Las mujeres casadas participan menos que las solteras, y estas, menos que las unidas. Este es el resultado que arrojan las variables en que se centra este estudio o variables “foco”, mientras que el resto (educación, fecundidad y edad, entre otras) responde a la dirección esperable según las teorías tradicionales de participación en el mercado laboral.

4. La importancia de las variables fundamentales

El otro objetivo del presente estudio fue determinar el peso de estas variables no tradicionales, o variables “foco”, y compararlo con el del resto de las variables, tanto en lo que se refiere a la cantidad de hombres y mujeres (parte explicada) como a la propensión (parte no explicada) de ambos a participar en el mercado laboral. Para esto se aplica la descomposición de Fairlie. El gráfico 5 muestra una parte de los resultados de esta descomposición.

Gráfico 5

Países seleccionadosa: descomposición de la parte inexplicada de la brecha de participación entre hombres y mujeres, 2011-2015

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

Puede verse con claridad que las percepciones que los hombres y las mujeres tienen acerca de los roles de género explican el 72% de la brecha de participación entre ellos en los países analizados. Cabe aclarar que los resultados que aparecen en el gráfico 5 se refieren a la parte no explicada de la brecha, esto es, a los parámetros beta estimados en las regresiones. Las consideraciones que se presentan en este apartado acerca de los demás factores no les restan importancia, sino que destacan el fuerte impacto que tiene la opinión de las personas respecto de cómo debe distribuirse el trabajo para el mercado y el trabajo doméstico no remunerado entre hombres y mujeres.

Una evidencia alternativa de lo encontrado aquí la ofrece el cuadro 4, que muestra los efectos marginales de las dos variables clave sobre las tasas de participación.

Cuadro 4

Efectos marginales del índice de percepción de roles de género y del tipo de unión, por regiones del mundo, 2011-2013

Regiones

Efectos marginales del índice de percepción de roles de género

Efectos marginales de las uniones de hecho

Hombres

Mujeres

Hombres

Mujeres

América Latina

NSa

-0,349

+0,041

NS

América del Norte y Australia

NS

-0,669

NS

+0,125

África

NS

-0,779

-0,225

NS

Asia 1

+0,144

-0,381

-0,101

NS

Europa 1

NS

-0,530

+0,062

NS

Europa 2

NS

-0,606

NS

+0,125

Europa 3

NS

-0,313

NS

NS

Total

NS

-0,481

NS

+0,028

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

Nota: Los países que componen las regiones se detallan en la sección B.1 de este documento. Se debe tener en cuenta que en el cuadro solo se incluyen los parámetros que resultaron significativos en las regresiones estimadas; las cifras originales se presentan en el cuadro 3.

a No significativo a los niveles del 10%, 5% y 1%.

Lo que puede apreciarse con claridad en este cuadro es, en relación con la participación de las mujeres, la escasa relevancia del tipo de unión y la importancia crucial de las percepciones sobre los roles. Por otra parte, cuando existe un efecto del tipo de unión, este es positivo, lo que sugiere que las mujeres unidas participan más que las casadas.

5. Correlaciones sugestivas

Dada la importancia de la percepción de los roles de género para explicar, aunque más no sea en parte, las variaciones de las tasas de participación entre los países, en este apartado se repasan algunas correlaciones que surgen de la muestra analizada. En el gráfico 6 se presenta la correlación que existe entre el índice de percepción de roles de género y la participación económica femenina en la muestra de países.

Gráfico 6

Países seleccionadosa: correlación entre las tasas de participación femenina y el índice de percepción de roles de género, 2011-2015

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

En el eje de ordenadas figura el índice de percepción de roles de género, y en el de abscisas, la tasa de participación femenina. La correlación es alta y negativa: la población de aquellos países más inclinados a la especialización (índice más alto) tiene una menor participación de la mujer en la actividad económica. En un extremo se observa la situación de Turquía y en la parte superior derecha del gráfico se sitúan los países nórdicos, que registran tasas de actividad altas y un índice bajo.

El gráfico 7 es similar al anterior, pero en lugar de considerar la tasa de actividad femenina se correlaciona la brecha de participación entre hombres y mujeres con el índice de percepción de roles de género.

La correlación es todavía más notoria que en el caso anterior, lo que significa que las percepciones de los roles de género impactan básicamente la tasa de participación femenina. El cuadro 5 expone la correlación entre estas variables y otras que importan a los fines del presente estudio. Se computó el coeficiente de correlación de Spearman para las variables centrales, tomando como unidad de análisis, en este caso, a los países.

Gráfico 7

Países seleccionadosa: correlación entre la brecha de participación entre hombres y mujeres y el índice de percepción de roles de género, 2011-2015

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

Cuadro 5

Países seleccionadosa: matriz de correlación de ordenamiento de Spearman entre variables no tradicionales y tasas de participación, 2011-2013

activom

iprgm

activoh

iprgh

casa

uni

iprgm

-0,5398

activoh

0,3118

0,3497

iprgh

-0,5722

0,9752

0,3184

casa

0,1677

-0,4458

-0,1495

-0,3856

uni

0,0745

0,0189

0,2173

0,0024

-0,5807

gap

-0,5439

0,8098

0,5295

0,8116

-0,3203

0,1118

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

Nota: Las variables son índice de percepción de roles de género para mujeres y hombres (iprgm e iprgh, respectivamente), tasas de participación (activom y activoh), proporción de casadas y casados (casa), proporción de unidas y unidos (uni) y brecha de participación (gap).

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

En el cuadro se constata lo que podía apreciarse con claridad en los gráficos, es decir, que la correlación entre el índice de percepción de roles de género y la brecha de género es en valor absoluto más estrecha aún que la existente entre ese índice y la participación tanto de hombres como de mujeres (0,81 en comparación con 0,57), aunque ambas son significativamente diferentes de cero. La proporción de mujeres unidas no parece influir en el orden de los países según las tasas de participación calculadas.

Esta fuerte correlación puede apreciarse claramente también si se agrupa el índice de percepción de roles de género en quintiles o estratos, como se hace en los gráficos 8A y 8B.

El primero de ambos gráficos muestra la gran sensibilidad de la tasa de actividad de las mujeres a los cambios de las percepciones de la población y la escasa o casi nula sensibilidad de la tasa de actividad masculina. Este comportamiento tiene como consecuencia la relación inversa entre el coeficiente obtenido al comparar la participación laboral de mujeres y hombres y el índice de percepción de roles de género, como se observa en el gráfico 8B.

Gráfico 8

Países seleccionadosa: correlación de las tasas de participación de hombres y mujeres y la brecha de participación entre ellos con el índice de percepción de roles de género, por quintiles, 2011-2015

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de International Social Survey Programme (ISSP), “International Social Survey Programme, ISSP 2012: family and changing gender roles IV”, GESIS Variable Report, N° 2016/12, Colonia, Leibniz Institute for the Social Sciences (GESIS), 2016.

Nota: El quintil I denota la distribución más igualitaria entre trabajo para el mercado y trabajo doméstico, y el quintil V, la especialización completa.

a Corresponden a los que se detallan en la sección B.1 de este documento.

D. Conclusiones

La brecha de participación laboral entre hombres y mujeres es un indicador de las oportunidades con que cuentan los países para beneficiarse de su reducción promoviendo el desarrollo sostenible. En ese sentido, algunos de los Objetivos de Desarrollo Sostenible (ODS) establecidos en la Agenda 2030 para el Desarrollo Sostenible tienen relación con lo anterior, a saber: reducir la pobreza (Objetivo 1) y las desigualdades (Objetivo 10), lograr la igualdad de género (Objetivo 5) y promover el crecimiento económico sostenido, inclusivo y sostenible, el empleo pleno y productivo y el trabajo decente para todos (Objetivo 8). Además, como es sabido, la baja participación femenina se debe a una notoria especialización de las mujeres en el trabajo doméstico no remunerado, lo que implica no solo una situación de ineficiencia económica (que se contrapone al Objetivo 8), sino también un resultado no deseable desde la perspectiva del bienestar (Aguirre, García y Carrasco, 2005).

La brecha global ha sido calculada en 26 puntos porcentuales (OIT, 2018). Según el presente trabajo, que se centra en un grupo de países con una brecha intermedia y excluye, por falta de información, a los países del Norte de África y los Estados Árabes, el valor asciende a 13 puntos porcentuales.

En este trabajo se analizó el papel que cumplen algunos factores que no han sido abordados habitualmente en la literatura y que determinan la brecha de participación laboral entre géneros en una cantidad importante de países. Sin embargo, los factores tradicionales, como la edad, el nivel educativo y la fecundidad, siguen influyendo sobre la participación económica de hombres y mujeres, a veces con mayor fuerza que los analizados en este documento. Dentro de los condicionantes tradicionales, aparece como digno de consideración el tiempo demandado por los niños en edad escolar, elemento que históricamente ha sido menos determinante en la menor participación laboral femenina. En términos de cuidado podría sumarse la importancia creciente de la presencia de personas mayores en los hogares, sobre todo en aquellos países que carecen de sistemas de cuidado profesionalizados y donde estas tareas son asumidas por los miembros de la familia de las personas de edad (Paz, 2016).

Pero además de tener en cuenta estos factores, a partir de la exploración preliminar realizada en este trabajo queda claro que no se puede ignorar el efecto que cuestiones como los arreglos matrimoniales y las ideas y creencias que tiene la población acerca de los roles de género producen en la participación laboral tanto de hombres como de mujeres. Tales factores se suman a los tradicionales, como la educación y la fecundidad, y actuarían sobre la división de tareas en el interior de los hogares provocando una sobrecarga de labores domésticas para las mujeres, lo que supone una restricción de sus posibilidades de inserción en el mercado de trabajo y, por ende, un obstáculo para la concreción del bono o dividendo de género. Cabe destacar que esto último es una hipótesis que necesita mayor desarrollo, dado que en el presente estudio no se abordó explícitamente el tema de la especialización de tareas dentro del hogar.

Estos resultados son muy importantes para la concepción y el diseño de políticas públicas. Se ha venido insistiendo en igualar las oportunidades de género a través de la implementación de políticas educativas y la provisión de servicios de cuidado profesionalizados como medios para lograr una mayor y mejor inserción de la mujer en el mercado de trabajo. No obstante, según los resultados de esta investigación, esas medidas cerrarían solo una parte de la brecha, ya que otra quedaría sujeta a políticas que actúen sobre la división de tareas en el interior de los hogares y sobre las ideas y creencias predominantes acerca de los roles de los hombres y las mujeres, en especial de estas últimas. Por cierto, si lo que la población opina acerca de la participación del hombre y la mujer en el mercado laboral tiene la relevancia que se ha intentado destacar en este artículo, las políticas educativas y de difusión orientadas a la población femenina adulta podrían tener efectos significativos —aunque a mediano o largo plazo— sobre la tasa de actividad de las mujeres y la brecha de participación entre géneros.

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Anexo A1

Las variables que reflejan la opinión de hombres y mujeres acerca de los roles de género se calculan promediando todas las respuestas, adaptadas a una escala entre 0 y 1, en que 0 corresponde a la postura más favorable a la integración de la mujer al mercado de trabajo y 1 denota un fuerte rechazo a dicha integración. Para ajustar las respuestas a esta escala, se usó la fórmula siguiente:

IPRG * = (n - k) / (n-1),

donde * (cuyos valores son 1, 2 o 3) indica el tipo de índice (explicado más abajo), n es el número de categorías y k es el categórico entero, o número que corresponde a la cadena de valores de la categoría. En ocasiones el resultado obtenido se multiplica por 100 para evitar los ceros iniciales.

El promedio de respuestas distribuidas al azar debería ser 50. Un índice que se aproxime a 0 denota una actitud igualitaria, y uno que se aproxime a 100 (o a 1 en la escala de 0 a 1), una actitud favorable a la especialización completa.

Las preguntas que se usaron para la construcción de los índices abarcan tres dimensiones:

Dimensión 1: trabajo femenino y vida familiar

a)Una mamá que trabaja puede tener una relación tan cálida con sus hijos como una mamá que no trabaja.

b)Si la mamá trabaja, es probable que el niño en edad preescolar sufra.

c)La vida familiar sufre cuando la mujer tiene un empleo a tiempo completo.

Dimensión 2: trabajo femenino doméstico y trabajo para el mercado

a)Un trabajo está bien, pero lo que la mayoría de las mujeres realmente quiere es un hogar y niños.

b)Ser un ama de casa es tan satisfactorio como trabajar para el pago.

Dimensión 3: distribución del tiempo entre tareas del hogar y tareas generadoras de ingresos

a)Tanto el hombre como la mujer deben contribuir al ingreso del hogar.

b)El trabajo de un hombre es ganar dinero; el trabajo de una mujer es cuidar el hogar y la familia.

Anexo A2

Cuadro A2.1

Valores medios y desvíos de las variables usadas en las regresiones

Definición de la variable

Ambos

Hombres

Mujeres

Variable simulada, varón=1

0,490

(0,500)

Variable simulada, activo=1

0,697

0,759

0,637

(0,460)

(0,428)

(0,481)

Percepción de roles (índice de percepción

de roles de género)

0,441

0,457

0,426

(0,179)

(0,173)

(0,183)

Variable simulada, unido=1

0,128

0,120

0,135

(0,334)

(0,326)

(0,342)

Años cumplidos

48,30

50,26

46,42

(14,84)

(14,99)

(14,45)

Años de escolaridad

11,78

11,85

11,72

(4,478)

(4,375)

(4,575)

Número de niñas y niños de entre 0 y 5 años de edad

0,362

0,338

0,386

(0,720)

(0,714)

(0,725)

Número de niñas y niños de entre 6 y 17 años de edad

0,571

0,539

0,602

(0,928)

(0,899)

(0,955)

Variable simulada, América Latina=1

0,0777

0,0772

0,0781

(0,268)

(0,267)

(0,268)

Variable simulada, América del Norte y Australia=1

0,0655

0,0681

0,0629

(0,247)

(0,252)

(0,243)

Variable simulada, África=1

0,0314

0,0273

0,0353

(0,174)

(0,163)

(0,185)

Variable simulada, Asia 1=1

0,280

0,291

0,269

(0,449)

(0,454)

(0,444)

Variable simulada, Asia 2=1

0,0212

0,0178

0,0245

(0,144)

(0,132)

(0,155)

Variable simulada, Europa 2=1

0,124

0,120

0,128

(0,330)

(0,324)

(0,335)

Variable simulada, Europa 3=1

0,196

0,192

0,199

(0,397)

(0,394)

(0,400)

Variable simulada, residencia urbana=1

0,660

0,660

0,659

(0,474)

(0,474)

(0,474)

Número de observaciones

31 005

14 809

16 196

Fuente: Elaboración propia.

Nota: Los países que componen las regiones se detallan en la sección B.1 de este documento.

[1] El autor agradece los comentarios de diversos colegas a versiones previas al presente documento, en especial, las intervenciones de Marcela Cerrutti, Rosa Geldstein, Laura Pautassi, Enrique Peláez y Paulo Saad. También fueron muy valiosas las observaciones realizadas por dos árbitros anónimos.

[2] Investigador del Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET) de la Argentina y del Instituto de Estudios Laborales y del Desarrollo Económico (IELDE) de la Universidad Nacional de Salta.

[3] Killingsworth y Heckman (1986) lo plantean enfáticamente: el aumento de la participación de las mujeres en el mercado de trabajo de los Estados Unidos se debe al aumento de la participación de las mujeres casadas.

Artículo 4

Demanda demográfica de viviendas: proyección de los arreglos residenciales hasta 2030 a partir de la población destinataria de un programa de vivienda social de la Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)[1] en el estado de São Paulo

Cimar Alejandro Prieto Aparicio[2]

Gustavo Pedroso de Lima Brusse[3]

Recibido: 20/09/2018

Aceptado: 06/11/2018

Resumen

El debate sobre población y políticas de vivienda social en áreas urbanas comprende no solo el análisis de la dinámica de la población, sino también de la dinámica de los hogares y sus tendencias para las próximas décadas. La continuidad de una tasa positiva de crecimiento de los hogares en las próximas décadas plantea serios desafíos a la planificación urbana y a la política habitacional tanto a nivel nacional como subnacional, teniendo en cuenta que en la actualidad existe ya una importante escasez de vivienda en las ciudades brasileñas. El presente trabajo parte del análisis de la peculiar dinámica demográfica de la población destinataria de la Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU), una política habitacional llevada a cabo por el gobierno del estado de São Paulo (Brasil), diferente de la general de dicho estado. Su objetivo consiste en elaborar proyecciones de hogares para crear un escenario con el número y la composición de los arreglos residenciales del cual se pueda obtener información esencial sobre la demanda habitacional de este segmento de la población.

Palabras clave: Proyección de hogares, método de las tasas de jefatura, política habitacional, demanda habitacional, familia.

Abstract

The discussion surrounding population and social housing policies in urban areas covers the analysis of not only population dynamics, but also household dynamics and their future trends. In the coming decades, households’ ongoing positive growth Will pose serious urban planning and housing policy challenges, at both the national and subnational level, given that there is already a significant housing shortage in Brazilian cities. This article is based on analysis of the particular demographic dynamics of the target population of the Housing and Urban Development Company (CDHU), a housing policy programme implemented by the government of the state of São Paulo, which differs from the state’s total population dynamics. The authors aim to create, from household projections, a forecast of the number and composition of household arrangements that can provide essential information on the housing needs of that particular population group.

Keywords: Household projections, headship rate method, housing policy, housing demand, family.

Résumé

Le débat sur les politiques en matière de population et de logement social dans les zones urbaines ne se limite pas à l’analyse de la dynamique démographique, mais porte également sur la dynamique des ménages et leurs tendances pour les décennies à venir. Le maintien d’un taux positif de croissance des ménages au cours des prochaines décennies soulève de graves problèmes d’urbanisme et de politique du logement aux échelons national et sous-national, sachant qu’il existe déjà une grave pénurie de logements dans les villes du Brésil. Le présent travail a pour point de départ l’analyse de la dynamique démographique particulière de la population cible de la Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU), une politique du logement menée par le gouvernement de l’État de São Paulo (Brésil), qui diffère de la politique générale de l’État en question. Son but est d’élaborer des projections des ménages afin de créer un scénario indiquant le nombre et la composition des arrangements résidentiels à partir desquels des informations essentielles peuvent être obtenues au sujet de la demande de logement de ce segment de la population.

Mots clés: Projection des ménages, méthode des taux de chefs de famille, politique du logement, demande de logement, famille.

Introducción

El presente trabajo se enmarca en los estudios sobre políticas de vivienda de interés social y sobre la demanda demográfica de viviendas en el ámbito subnacional. Pretende ampliar los conocimientos sobre la relación entre población y planificación de la política habitacional, y abre el debate sobre la futura demanda de viviendas en respuesta a la dinámica poblacional y a las transformaciones en las familias y en los arreglos residenciales.

La discusión sobre población y políticas de vivienda social en áreas urbanas comprende no solo el análisis de la dinámica de la población, sino también de la dinámica de los hogares y sus tendencias para las próximas décadas. Por su propia naturaleza, una política pública pretende garantizar determinados derechos sociales, y para su planificación es necesario identificar una población destinataria que puede tener carácter universal (si comprende a toda la población de un territorio) o concreto, es decir, centrado en un grupo específico de población caracterizado por un determinado perfil sociodemográfico y cuya dinámica demográfica puede presentar características singulares (Guimarães y Jannuzzi, 2004). Este interés por enfocar la acción social en determinados grupos de población se ha venido observando recientemente en el diseño de las políticas de vivienda social en el Brasil (Carvalho, 2010).

Los cambios en la dinámica poblacional y en la densidad demográfica y habitacional de las ciudades brasileñas, unidos a la transformación de las estructuras familiares, han dado lugar a un crecimiento del número de hogares mayor que el crecimiento de la población (Fundación SEADE, 2018). A modo de ejemplo en el ámbito subnacional, mientras que la población del estado de São Paulo creció a un ritmo del 1,09% anual durante la década de 2000, el número total de hogares aumentó un 1,98% anual durante el mismo período, según las tablas de los censos demográficos de 2000 y 2010. La perspectiva de que se mantenga la tasa positiva de crecimiento de los hogares en las próximas décadas plantea serios desafíos a la planificación urbana y a la política habitacional tanto a nivel nacional como subnacional, puesto que ya en la actualidad existe una importante escasez de vivienda en las ciudades brasileñas (Fundación SEADE, 2010; Fundación João Pinheiro, 2015).

La tendencia del crecimiento del stock de viviendas viene acompañada de una disminución del tamaño medio de los hogares, lo cual se relaciona con factores tales como la caída de la fecundidad, los cambios en los patrones de nupcialidad y las transformaciones en la dinámica de la vida familiar en América Latina (Cerrutti y Binstock, 2009) y en el Brasil (Aparicio y Bilac, 2012; Bilac, 2014). De acuerdo con la Fundación SEADE (2018), las variaciones en el ritmo de crecimiento de los hogares muestran que el tamaño medio de los hogares está disminuyendo en el estado de São Paulo, donde este indicador pasó de 4,4 personas por hogar en 1980 a 3,2 en 2010. Además, en el contexto del proceso de envejecimiento, se observa un aumento de la frecuencia de hogares con personas de edad (con uno o dos residentes). La caída de la mortalidad en edades avanzadas también determina una viudez más tardía en las parejas. Al mismo tiempo, la mayor supervivencia de las personas de edad que viven solas contribuye al crecimiento de los arreglos residenciales con menor densidad de residentes (Fundación SEADE, 2018).

Si se examina el perfil sociodemográfico de la población atendida por los programas de vivienda de interés social, se encuentran peculiaridades derivadas de las estructuras urbanas y de los criterios de atención de los programas que exigen un estudio en mayor profundidad tanto de la dinámica poblacional como de la dinámica de los arreglos residenciales (Ministerio de las Ciudades, 2014; Aparicio, 2017). En el contexto de las políticas de vivienda social en el ámbito subnacional, el análisis de una investigación cuantitativa llevada a cabo entre beneficiarios de la Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano del estado de São Paulo (CDHU) puso todavía más de manifiesto el hecho de que la población atendida por este programa presenta una dinámica demográfica peculiar que la diferencia de la población general del estado de São Paulo (Aparicio, 2017). Entre otras características, la población atendida es más joven que la población general del estado. La proporción de ambos sexos revela una prevalencia de la población femenina en este grupo en comparación con la población general del estado.

Partiendo de las características de la dinámica demográfica de la población destinataria de un programa de vivienda de la CDHU llevado a cabo en el estado de São Paulo, el objetivo del presente trabajo consiste en crear un escenario prospectivo del número y la composición de los arreglos residenciales del cual se pueda obtener información esencial sobre la demanda de vivienda de dicho segmento de la población, con el propósito de contribuir a los ejercicios de proyección de hogares en el ámbito subnacional.

El trabajo se divide en cinco partes. En primer lugar se hace una breve reseña de las políticas de vivienda social en el Brasil y en el estado de São Paulo, en la cual se presenta la política de vivienda de interés social en dicho estado y se examinan los criterios de selección para atender la demanda de viviendas de la CDHU. En la segunda parte se lleva a cabo un análisis descriptivo del perfil demográfico de los residentes de los conjuntos de viviendas de la CDHU a partir de los datos obtenidos en la Encuesta Habitacional de la CDHU. En la tercera parte se debaten algunas experiencias de proyección de la demanda de viviendas que sirven como base al planteamiento metodológico del presente trabajo. La cuarta parte presenta la metodología de proyección. Para terminar, los resultados de la proyección se analizan en la quinta parte, seguida de las consideraciones finales.

A. Políticas de vivienda social en el Brasil y en el estado de São Paulo

El debate sobre las políticas públicas de vivienda de interés social ha estado circunscrito principalmente a estudios de sociología y planificación urbana. En el Brasil, en el marco de las políticas de vivienda social se tiende a construir viviendas destinadas a familias con necesidades habitacionales (Carvalho, 2010). En este sentido, la literatura demográfica destaca las relaciones existentes entre vivienda urbana y los cambios en los regímenes demográficos, en concreto los procesos de envejecimiento y heterogeneización de las circunstancias familiares (Champion, 2001). La decisión de adquirir una vivienda se suele relacionar con la transición a la vida adulta y, en concreto, con la dinámica del ciclo de vida familiar, el curso de vida de las personas y el proceso de nupcialidad (Wajnman, 2012).

De acuerdo con Carvalho (2010), en las políticas habitacionales del Brasil lo más habitual es la oferta de una vivienda, por lo general en propiedad y adquirida por medio de un financiamiento a largo plazo. Las decisiones de formación de hogares se asocian a los procesos de formación de estructuras familiares, que comienzan con el matrimonio o la unión consensual (Wajnman, 2012). Por un lado, la demanda de vivienda propia está asociada a la formación de una nueva unidad familiar, tal y como reza el dicho popular brasileño: “quien se casa, quiere casa” (Carvalho, 2010). Por otro lado, en una economía caracterizada por las recesiones y los largos períodos de inflación, la adquisición de una vivienda propia constituye una estrategia de acumulación de ahorros y de formación de patrimonio

(Givisiez y Oliveira, 2018).

El término vivienda de interés social aparece en el Estatuto de la Ciudad, que reguló los artículos de la Constitución de 1988 relativos a la política urbana (Brasil, 2001). El término hace referencia a la necesidad de atender la demanda habitacional de toda la sociedad. Sin embargo, la literatura muestra que la población con más necesidades habitacionales tiende a ser la población de bajos ingresos (Fix y Arantes, 2009).

Una crítica importante al modelo de política habitacional del Banco Nacional de la Vivienda (BNH[4]), en funcionamiento en el país durante casi tres décadas, es que sus patrones de producción de vivienda en masa y de financiamiento de unidades habitacionales a largo plazo dificultaban el acceso a estos programas por parte de los segmentos de la población con bajos ingresos (Carvalho, 2010). Diversos autores cuestionan el predominio de los programas de financiamiento de la vivienda como principal instrumento de atención a las necesidades de vivienda. De hecho, existen otras políticas habitacionales en el país tales como el alquiler social y los proyectos de urbanización de favelas (França, 2009).

En el estado de São Paulo, el desmantelamiento del modelo BNH dio lugar a la creación en la década de 1980 de una empresa de economía mixta vinculada al gobierno del estado, denominada Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano del Estado de São Paulo (CDHU). La CDHU definió como objetivo de la política de vivienda de interés social la atención a familias cuyos ingresos totales fueran de entre uno y diez salarios mínimos por medio de un financiamiento a largo plazo de la propia vivienda. Se trata de un sector amplio de atención en materia de vivienda, pero se da prioridad a la atención a familias cuyos ingresos familiares sean de uno a tres salarios mínimos, quienes se benefician de una política redistributiva de subvenciones sociales (CDHU, 2013). La empresa puso en marcha un programa de subvención cruzada para la familia en virtud del cual las familias atendidas con mayor nivel de ingresos se encargarían inicialmente de la subvención de las familias más pobres, partiendo del supuesto de que dichas familias experimentarían un aumento gradual de sus ingresos a lo largo del período de financiamiento (Asamblea Legislativa del Estado de São Paulo, 1991).

Para la adquisición regular de una unidad de vivienda de la CDHU se debe cumplir una serie de criterios de selección de posibles prestatarios en función de la demanda general de vivienda (Aparicio, 2017)[5]. Una vez que se cumplan esos criterios, los candidatos a prestatarios se inscriben en un registro de la CDHU y participan en un sorteo público que da la oportunidad de adquirir un inmueble por medio de financiamiento. Los criterios que se enumeran aquí son los vigentes en el año de referencia de la Encuesta Habitacional.

Existe el criterio de los ingresos totales del hogar, que exige que los candidatos a prestatarios dispongan de ingresos familiares de al menos un salario mínimo. Esto puede ir en detrimento de algunos tipos de hogar con un nivel de ingresos extremadamente bajos, como los que cuentan con un único sostén, los unipersonales y hogares monoparentales con personas jóvenes y adultas en situación de desempleo. Además, en la década de 2000 se atravesó un período de revalorización real del salario mínimo. En un contexto de mantenimiento de las escalas salariales en términos nominales, la revalorización del salario mínimo en términos reales puede haber dificultado el acceso al financiamiento con subvenciones sociales para aquellas familias con un nivel de ingresos cercano al salario mínimo en el momento de celebrarse sorteos públicos para seleccionar beneficiarios (Aparicio, 2017).

Hasta 2008, otro criterio de acceso al financiamiento de la vivienda de la CDHU consistía en que la persona interesada en financiar un inmueble perteneciera a un “grupo familiar”. De acuerdo con la CDHU, tal grupo sería el formado por dos (o más) personas que residen en el mismo domicilio y están unidos por matrimonio, por una relación estable o por una relación de parentesco. Aquí puede observarse que la CDHU identifica simultáneamente el grupo familiar con la unidad de residencia (personas que residen juntas) y con la denominada “unidad doméstica” (personas que comparten los gastos del hogar). También existe el criterio de titularidad de los contratos de financiamiento, según el cual el contrato de los grupos familiares deberá formalizarse en nombre de la mujer (Aparicio, 2017).

Los criterios de selección de prestatarios ya apuntan por sí solos a la existencia de una población específica entre los residentes de las unidades habitacionales de la CDHU. Aparicio (2017) investigó el perfil demográfico de la población residente en los conjuntos de viviendas de la CDHU y realizó un análisis descriptivo de dicho grupo de población a partir de los datos de la Encuesta Habitacional de la CDHU de 2008.

B. Perfil demográfico de los residentes de los conjuntos de viviendas de la CDHU

1. Encuesta Habitacional de la CDHU

A mediados de la década de 2000, la CDHU detectó problemas por falta de información actualizada sobre las características físicas de los conjuntos de viviendas construidos por la empresa y sobre las condiciones de vida de sus residentes. Además, la CDHU necesitaba supervisar las condiciones de posesión y propiedad de las unidades habitacionales, así como la situación financiera de los prestatarios. Por todo ello, a finales de la década de 2000 la CDHU llevó a cabo una encuesta cuantitativa sobre el perfil sociodemográfico de la población atendida, junto con un inventario técnico de los conjuntos de viviendas en todo el estado de São Paulo (Aparicio, 2017).

La encuesta cuantitativa fue uno de los resultados de la contratación de la empresa para prestar servicios técnicos especializados de consultoría con vistas a la actualización del catastro de ocupación del parque de viviendas administrado por la CDHU y a su organización en una base de datos georreferenciada (Asamblea Legislativa del Estado de São Paulo, 2009), a la elaboración y puesta en marcha de un sistema de actualización de la cartera de créditos de vivienda de la CDHU, y a la evaluación económico-financiera de la cartera de créditos de vivienda de la CDHU (Asamblea Legislativa del Estado de São Paulo, 2012). De este modo, la encuesta (denominada en adelante “Encuesta Habitacional de la CDHU”) tuvo por objeto la actualización de los registros administrativos del catastro de ocupación del parque habitacional (ídem).

La Encuesta Habitacional de la CDHU se basó en dos instrumentos de recogida de datos denominados: a) inventario físico de los conjuntos de viviendas y de su entorno, y b) inventario de los ocupantes y los instrumentos de ocupación de las unidades habitacionales (Aparicio, 2017). La unidad de recogida de información sobre los hogares en este análisis cuantitativo es la denominada “unidad habitacional activa”, es decir, una vivienda cuyo financiamiento no haya sido saldado durante el período de referencia de la encuesta (Aparicio, 2017). Así pues, la Encuesta Habitacional de la CDHU incluyó todas las unidades habitacionales activas construidas y ocupadas entre 1984 y 2008, de modo que la población encuestada abarca diferentes cohortes y generaciones (Aparicio, 2017). Las entrevistas tuvieron lugar entre septiembre de 2008 y febrero de 2009.

Aparicio (2017) identificó la composición de los arreglos residenciales de las unidades habitacionales activas investigadas por la Encuesta Habitacional de la CDHU. En el inventario de los ocupantes y los instrumentos de ocupación de las unidades habitacionales de 2008, en los requisitos de identificación de los residentes en el domicilio se solicita la siguiente información: a) las relaciones de parentesco de los residentes con el responsable del hogar; b) sexo; c) edad; d) situación laboral; e) ingresos; f) existencia de transferencia de renta de programas sociales, y g) grado de escolaridad (Aparicio, 2017).

Existen varios aspectos sociodemográficos que se pueden investigar a partir del análisis de las bases de datos de las unidades habitacionales activas de la CDHU, lo que refuerza la pertinencia de emplear los registros administrativos y las fuentes de datos procedentes de órganos públicos como forma de entender mejor el funcionamiento de las políticas habitacionales en un determinado territorio. Las bases de datos originales de los inventarios se reorganizaron para realizar una exploración estadística de los datos de la Encuesta Habitacional de la CDHU.

2. Características demográficas de la población atendida por la CDHU

De acuerdo con la Encuesta Habitacional de la CDHU, en 2008 la población residente en unidades habitacionales activas de la CDHU en el estado de São Paulo era de aproximadamente un millón de habitantes (véase cuadro 1)[6]. La población de menos de 15 años representaba un 22% de la población del estado de São Paulo según la Encuesta Nacional de Hogares, mientras que en el mismo año este grupo de edad representaba el 26,6% de la población residente de la CDHU. La situación se invierte en el caso de las personas de edad. En 2008 la población del estado de São Paulo estaba integrada por un 11,3% de personas de 60 años o más, mientras que la población residente de la CDHU contaba con solo un 6,1% de personas de 60 años o más. Así pues, se trata de una población joven en comparación con la población del estado.

Cuadro 1

Estado de São Paulo: distribución por edades de la población de la CDHU y de la población por estructura etaria, 2008

Indicadores

CDHU

Estado

Población de menos de 15 años (porcentaje)

26,5

22,0

Población en edad activa (porcentaje)

67,4

66,7

Población de 60 años o más (porcentaje)

6,1

11,3

Población total

971 269

40 419 786

Coeficiente de sexos

91,2

95,0

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)/Consórcio Perfil, Encuesta Habitacional 2008, e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), estado de São Paulo, 2008.

Cuando se considera la franja etaria de las personas responsables de los arreglos residenciales, se nota una sobrerrepresentación de las franjas de edad más jóvenes entre la población residente de la CDHU en comparación con la población del estado, sobre todo entre 15 y 24 años y entre 25 y 34 años (véase el cuadro 2). Este fenómeno se asocia con la celebración de matrimonios, que motivan la adquisición de un nuevo inmueble. Según la Fundación SEADE (2013), en 2012 la edad media para contraer matrimonio en el estado de São Paulo era de 30,0 años para las mujeres y de 32,7 años en el caso de los hombres. De este modo, se percibe un efecto de estructura de edad en el proceso de formación de hogares que está asociado a la nupcialidad en esta población, resultante de una política habitacional con criterios específicos de selección de prestatarios.

Existe un amplio debate en la literatura sobre demografía familiar acerca del ciclo de la vida de la familia, el curso de la vida de sus miembros y la gestión de los conceptos de familia y arreglo residencial a partir de los datos obtenidos de las encuestas por hogares. Según Wajnman (2012), los censos y las encuestas muestrales permiten inferir datos sobre las llamadas “familias domiciliarias”, que consisten en la intersección de información sobre los grupos domiciliarios (o personas residentes) y los grupos familiares (personas con relación de parentesco, que pueden o no compartir una misma vivienda). Aquí se opta por una clasificación por edades que pretende ser una aproximación a las fases del ciclo de vida de las familias que residen en una misma vivienda, de acuerdo con una clasificación elaborada por Bilac (2001). Entre los residentes de la CDHU existe una proporción mayor de arreglos residenciales en fase de expansión del ciclo de vida que en la población general del estado (véase el cuadro 2).

Cuadro 2

Estado de São Paulo: distribución de la población responsable del hogar de la CDHU, por franjas de edad, 2008

(En porcentajes)

Franja de edad

CDHU

Estado

Masculino

Femenino

Total

Masculino

Femenino

Total

De 15 a 24 años

10,8

10,0

10,2

3,6

3,4

3,5

De 25 a 34 años

24,0

25,0

24,7

19,3

14,3

17,6

De 35 a 49 años

38,3

40,2

39,6

36,3

32,2

34,9

50 años o más

26,9

24,8

25,4

40,8

50,1

44,0

Porcentaje total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

Frecuencia absoluta

83 724

189 949

273 809

8 509 526

4 547 477

13 057 003

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)/Consórcio Perfil, Encuesta Habitacional 2008; e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Encuesta Nacional de Hogares 2008

Nota: Las franjas etarias indican las fases del ciclo de vida en función de la edad de la persona responsable de la unidad habitacional: a) expansión: entre 15 y 34 años; b) consolidación: entre 35 y 49 años; c) dispersión: 50 años o más.

Otro rasgo específico de esta población es la prevalencia de mujeres responsables del hogar en los conjuntos habitacionales de la CDHU (véase el cuadro 3). En 2008, el 69,4% de los arreglos residenciales contaban con una mujer como persona responsable del hogar, muy por encima de la media del estado. La proporción de sexos revela también la prevalencia de las mujeres en la población total de las viviendas de la CDHU, superior a la observada en la población del estado. Un factor condicionante de las características de este grupo de población es el criterio de la titularidad de los contratos de financiamiento, que establece que el contrato celebrado por parejas deba figurar a nombre de la mujer (Aparicio, 2017). Resulta interesante destacar que la prevalencia de mujeres responsables de los hogares se da incluso después de una nueva comercialización de las unidades habitacionales (Aparicio, 2017). Según Itaboraí (2015), las políticas públicas pueden contribuir al empoderamiento y a la autonomía de las mujeres a través de incentivos, por ejemplo por medio de acciones que favorezcan la participación femenina en el mercado de trabajo. No obstante, una acción aislada, como es la mera titularidad, puede reforzar la visión de la atribución de la responsabilidad de las tareas domésticas a las mujeres si no está asociada a otras acciones de empoderamiento femenino. Así sucedió en el caso de otros programas sociales en el Brasil (Bartholo, 2009).

En relación con los arreglos residenciales en las viviendas de la CDHU, los resultados indican que el tamaño medio de los hogares en las unidades habitacionales (3,5 personas) es superior a la media del estado (3,0 personas). Este rasgo guarda relación con la mayor frecuencia de las familias extendidas y de las modalidades monoparentales en los conjuntos de viviendas, tal y como se puede observar en el análisis de los diferentes tipos de arreglos residenciales (véase el cuadro 3).

Por lo que respecta a los arreglos con núcleos reproductivos aislados (es decir, sin la presencia de otros parientes), estos son más frecuentes en las cohortes de ocupación más reciente (véase el cuadro 4); los datos observados para las cohortes con una ocupación más antigua indican una mayor presencia de arreglos extendidos, que tienden a incluir en su composición a personas de más de una generación. El tamaño medio del hogar tiende a disminuir en el caso de cohortes de ocupación más reciente debido a la dinámica de la fecundidad.

Por un lado, se observa la importancia de la presencia de otros parientes en las unidades habitacionales de la CDHU, lo cual confirma una tendencia apuntada en la literatura para los arreglos residenciales en Brasil en los últimos censos (Wajnman, 2012; Bilac, 2014). En esta población específica puede estar produciéndose un proceso de verticalización familiar, en el cual se presenta una convivencia de múltiples generaciones (en concreto, abuelos y nietos). Según Bilac (1978), las relaciones de parentesco conllevan el establecimiento de vínculos de responsabilidad y dependencia entre sus miembros: “dependencias económico-afectiva y social de las personas inactivas, de edad, minusválidas; responsabilidad por aspectos fundamentales de la socialización primaria de las personas inmaduras” (Bilac, 1978, pág. 23). La existencia de estas redes de parentesco representa una forma de protección social para los hogares de los estratos con ingresos más bajos.

Cuadro 3

Estado de São Paulo: distribución de hogares por tipo de arreglo residencial y sexo de la persona responsable, y por tamaño medio del hogar, 2008

Tipo de arreglo residenciala

CDHU

Estado

Distribución (porcentaje)

Tamaño medio

del hogar (personas)

Distribución (porcentaje)

Tamaño medio

del hogar (personas)

Masculino

Femenino

Total

Masculino

Femenino

Total

Pareja sin hijos

4,4

6,0

10,4

2,0

12,7

2,5

15,1

2,0

Pareja con hijos

14,2

28,3

42,6

3,9

35,3

6,8

42,1

3,8

Monoparental

1,1

13,0

14,1

2,9

1,3

9,8

11,1

2,7

Unipersonal

2,3

3,8

6,1

1,0

5,7

6,9

12,6

1,0

Extendidos o compuestos

8,6

18,2

26,7

4,4

10,3

8,8

19,1

3,6

Frecuencia relativa (total)

30,6

69,4

100,0

3,5

65,2

34,8

100,0

3,0

Total de hogares

83 793

190 098

273 891

-

8 509 526

4 547 477

13 057 003

-

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)/Consórcio Perfil, Encuesta Habitacional 2008; e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Encuesta Nacional de Hogares 2008.

a: Familias extendidas: incluye los hogares que acogen a más de una familia con una relación de parentesco tal que al menos una de las familias sea secundaria de la principal y con más de una familia sin relación de parentesco entre ellas. La clasificación de arreglos domésticos de la Encuesta Habitacional de la CDHU no permite identificar con exactitud la existencia de familias que conviven juntas, como sí ocurre en la Encuesta Nacional de Hogares de 2008.

Cuadro 4

Estado de São Paulo: distribución de los arreglos residenciales de la CDHU, por año de ocupación de la persona responsable de la unidad habitacional, 2008

Tipo de arreglo residencial

1984-1994

1995-1999

2000-2004

2005-2008

2008 (año de referencia)

Pareja sin hijos

9,0

8,3

9,1

13,5

10,4

Pareja con hijos

37,4

41,2

46,1

45,1

42,6

Monoparental

12,5

15,2

15,3

13,8

14,1

Unipersonal

5,4

6,0

5,7

6,7

6,1

Extendidos o compuestos

35,8

29,3

23,9

21,0

26,7

Total de hogares

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)/Consórcio Perfil, Encuesta Habitacional 2008; e Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Encuesta Nacional de Hogares 2008.

Por otro lado, la investigación pone de relieve la relación entre la adquisición de inmuebles, el proceso de formación de hogares y la dinámica de la nupcialidad, dado que los inmuebles de la CDHU ocupados más recientemente fueron adquiridos en su mayoría por familias jóvenes en la fase inicial o de expansión del ciclo de vida familiar (parejas sin hijos o con hijos pequeños).

Un análisis descriptivo del perfil sociodemográfico de la población residente en los conjuntos de viviendas de la CDHU muestra que los criterios de selección de los prestatarios para el financiamiento se traducen en una población con unas características sociodemográficas específicas: una población más joven, con un mayor porcentaje relativo de menores y adultos y un porcentaje relativo menor de personas de edad en comparación con la población del estado de São Paulo. También se da una mayor prevalencia de mujeres responsables del hogar, además de presentar un tamaño medio por hogar superior a la media del estado, así como una mayor frecuencia relativa de familias extendidas o integradas por hogares monoparentales. Así pues, es preciso tener en cuenta estas singularidades al considerar el potencial escenario de la demanda demográfica de viviendas en el contexto de esta política habitacional.

C. Proyecciones de la demanda demográfica de viviendas

El concepto de demanda demográfica por viviendas se define como “la necesidad de nuevas viviendas derivada de la dinámica demográfica de una población” (Givisiez, Rios-Neto y Sawyer, 2006, pág. 214). En el presente trabajo se considera que es demandante de vivienda toda persona residente en el estado de São Paulo que reúna los requisitos del programa de vivienda de la CDHU. Givisiez, Rios-Neto y Sawyer (2006) sostienen que, a pesar de que la cuestión de la vivienda es objeto de amplio debate en la sociedad brasileña, los estudios cuantitativos relacionados con el tema se centran principalmente en el déficit de vivienda y de medidas de reserva, cuestiones que están más relacionadas con la definición de hogares considerados no adecuados para la vivienda en un período determinado. Frente a esto, la demanda demográfica de vivienda, asociada a la dinámica poblacional, no ha sido incluida en los estudios realizados en el Brasil (Givisiez, Rios-Neto y Sawyer, 2006).

De este modo, puesto que el grupo objetivo de la CDHU presenta características de dinámica poblacional distintas de las de la población del estado de São Paulo, se espera que la necesidad de nuevas viviendas (o lo que es lo mismo, la demanda demográfica de viviendas) de este segmento de la población sea también diferente, lo cual justifica la utilización de un método de proyección que tenga en cuenta sus peculiaridades.

Algunos estudios brasileños como los de Givisiez, Rios-Neto y Sawyer (2006) y Givisiez y Oliveira (2014), así como otros estudios internacionales como el de Zeng y otros (2013), profundizan en el desafío de proyectar demandas demográficas de vivienda utilizando diferentes métodos de proyección. El método más común es el de tasas de jefatura, recomendado en 1973 por las Naciones Unidas como el más adecuado para proyectar la demanda de vivienda por presentar una serie de ventajas sobre los demás métodos disponibles en esa época, ya que refleja los cambios poblacionales previstos en la estructura de edad y sexo (Naciones Unidas, 1973, citado en Givisiez, Rios-Neto y Sawyer, 2006).

A pesar de esto, con el rápido desarrollo de la demografía familiar a partir de la década de 1980, fueron surgiendo otros métodos de proyección de hogares (Van Imhoff y otros, 1995). Al respecto, cabe mencionar como ejemplo el estudio de Zeng y otros (2013), que utiliza el método de componentes por cohortes como alternativa al método de tasas de jefatura para analizar los efectos del cambio en la estructura de los hogares sobre la demanda futura de vivienda en Hebei, una provincia en China nororiental. Sin embargo, muchos de estos modelos siguen alejados de la disponibilidad real de datos en países de América Latina, incluido el Brasil, teniendo en cuenta que la mayor parte de ellos exige una serie histórica de datos longitudinales (Yépez Martínez, 2010).

El método de tasas de jefatura se ha ido perfeccionando con el paso del tiempo. En el presente trabajo se utilizará un enfoque que permite que el método de tasas de jefatura proyecte la demanda demográfica de vivienda según el tipo de arreglo residencial y por edad, lo que supone un conocimiento más detallado de la composición de los hogares y de la fase del ciclo de vida familiar de esta población. Otros ejercicios de aplicación del método de tasas de jefatura tratan la cuestión de la demanda demográfica de vivienda solo por medio del número absoluto total de hogares de dicha población, a lo sumo desglosado por sexo y edad, sin tener en cuenta las formas de organización familiar de los arreglos residenciales.

Por último, cabe destacar que los métodos demográficos para la proyección de hogares, que tienen en cuenta la dinámica de mortalidad, fecundidad y migración, pueden no reflejar con exactitud el número futuro de hogares, ya que la formación de una nueva residencia depende también de variables tales como los ingresos, el empleo y la oferta de vivienda en el futuro, además de opciones personales o cambios de comportamiento individual y social. En concreto, hay que diferenciar la proyección de la demanda demográfica de vivienda del número real de unidades habitacionales ocupadas; así pues, resulta fundamental recordar que en el presente trabajo el método de proyección estima la población destinataria del programa de vivienda de la CDHU, y no la población realmente atendida por el programa.

D. Materiales y métodos

El método de tasas de jefatura consiste en la aplicación a la población proyectada en el período de las tasas de jefatura calculadas para cada arreglo residencial de la población. Para la proyección de la población destinataria de la CDHU se aplicará el conocido método de componentes por cohortes, utilizando las tasas específicas de mortalidad del estado de São Paulo y las tasas específicas de fecundidad estimadas para esta población. Las tasas de jefatura h(i,j,t,d) de sexo i, edad j, en el período t y tipo de arreglo residencial d, se definen como la división entre el total de cabezas de familia H(i,j,t,d) de sexo i, edad j, en el período t y tipo de arreglo residencial d, por la población expuesta al riesgo de ser cabeza de familia P(i,j,t,d) de sexo i, edad j, en el período t y tipo de arreglo residencial d, (Kono, 1987):

Aplicando el enfoque del método de tasas de jefatura que se utiliza en el presente trabajo, comprobamos que el futuro número de hogares H(i,j,t + x) por sexo i, edad j, en el período t para el tipo de arreglo residencial d, viene dado por:

Donde P(i,j,t + x) es la población destinataria de la CDHU de sexo i, edad j, en el período t + x y tipo de arreglo residencial d, proyectado según el método de componentes por cohortes; y h(i,j,t + x) son las tasas de jefatura estimadas por sexo i, edad j, para el período t + x y tipo de arreglo residencial d.

Para este procedimiento se utilizó el programa informático POPGROUP©[7], desarrollado con Microsoft Excel mediante una serie de macros creadas en VBA, para lo cual se creó un conjunto de modelos demográficos capaces de proyectar población y hogares por áreas geográficas específicas y grupos de población. Esta herramienta informática se utiliza de manera oficial en la Oficina Nacional de Estadística del Reino Unido para los gobiernos locales de Inglaterra, Escocia, Gales e Irlanda del Norte (Gobierno de la Asamblea de Gales, 2011). El cuadro 5 presenta las variables seleccionadas como datos de entrada en el modelo de proyección de población y hogares (de acuerdo con la población destinataria de la CDHU) junto con sus fuentes.

Cuadro 5

Variables seleccionadas para la proyección de población y hogares

Variables (entrada de datos)

Origen de los datos

Población base de 2000 y 2010

por edad y sexo

(población destinataria de la CDHU)

Censo Demográfico 2000 y 2010 (microdatos)

Tasa específica de fecundidad

(población destinataria de la CDHU)

Censo Demográfico 2010 (microdatos)

Tasa específica de mortalidad

(población del estado de São Paulo)

Sistema de Información sobre Mortalidad (SIM)

del Departamento de Informática del Sistema

Único de Salud (DATASUS) (microdatos)

Tasa de jefatura por tipo de arreglo residencial

en 2000 y 2010

Censo Demográfico 2000 y 2010 (microdatos)

Fuente: Elaboración propia.

Los presupuestos de este modelo de proyección consideran que las tasas de fecundidad, las tasas de mortalidad y las tasas de jefatura por sexo y edad se mantienen constantes después de 2010 tanto para el estado de São Paulo como para la población destinataria de la CDHU.

Por otra parte, se considera que la población base está cerrada a la migración y a la entrada de nuevos candidatos seleccionados para ser prestatarios según los criterios de atención de la demanda de vivienda de la CDHU. La hipótesis atribuida a la migración se apoya en estudios recientes sobre este tema en el estado de São Paulo. Entre 2000 y 2010 se produjo una importante reducción de la contribución de la migración al crecimiento de la población del estado y a su saldo migratorio (Fundación SEADE, 2011a). Los estudios sobre migración muestran asimismo una tendencia a la baja de la tasa de migración neta, lo cual permite evaluar el impacto del saldo migratorio sobre el volumen de la población. Según un estudio de la Fundación SEADE sobre los censos demográficos de 1970 a 2010, este indicador registró una disminución en las últimas décadas (Fundación SEADE, 2012). Por su parte, la tasa de migración neta entre 2000 y 2010 fue de 1,2 migrantes al año por cada mil habitantes; frente a esto, en la década de 1970 la tasa alcanzó los 14,8 migrantes al año por cada mil habitantes. Estos resultados permiten inferir una importante reducción del componente migratorio en el crecimiento de la población del estado de São Paulo. Sin embargo, considerar cerrada a la población supone también que ninguna persona dejará de ser ni se convertirá en destinataria del programa en virtud de algún criterio de selección. Esto significa que la proyección realizada en el presente trabajo trata solo la cohorte de 2010.

De este modo, el estudio analiza la composición de los hogares en el futuro partiendo de la hipótesis de que la población destinataria de la CDHU quedó fijada en 2010, teniendo como únicos efectos la dinámica de la población y el cambio de las tasas de jefatura entre 2000 y 2010. Además, según Givisiez y Oliveira (2014), el uso del método de tasas de jefatura para estimar la demanda de vivienda presupone que el número de hogares existentes en un determinado territorio es igual al número de cabezas de familia en la población residente. De este modo, la demanda demográfica de vivienda se calcula según la hipótesis de que cada cabeza de familia equivale a la necesidad de una vivienda.

Para la definición de la población destinataria se consideraron los criterios de atención a la demanda general de viviendas de la CDHU en vigor en el año de referencia de la Encuesta Habitacional de la CDHU: tener una renta familiar total de entre uno y diez salarios mínimos; ser una familia constituida; residir (o trabajar) en el municipio hace al menos tres años; que el cabeza de familia tenga entre 18 y 55 años y no sea propietario de ningún inmueble, ni disponga de financiamiento para inmuebles residenciales en ninguna parte del país, y que no haya recibido ayudas de programas públicos de vivienda de interés social.

Partiendo de estos criterios de atención de la demanda de viviendas, se identificaron las variables de la muestra del censo de 2000 y 2010 que permiten estimar una población específica que puede ser atendida por la política habitacional de la CDHU. El criterio de “renta familiar total de entre uno y diez salarios mínimos” se gestionó por medio de las variables de rendimiento de los hogares, expresadas en forma de número de salarios mínimos. Para el criterio “residir (o trabajar) en el municipio hace al menos tres años” se utilizó la variable “tiempo de residencia en el municipio”, ya que no es posible saber cuánto tiempo lleva trabajando en el municipio una persona. El criterio “no ser propietario de ningún inmueble” se identificó a través de la variable “condición de ocupación del hogar” en las categorías en que el domicilio no es propiedad de ninguno de sus residentes, como por ejemplo en el caso de las categorías “alquilado”, “cedido por el empleador”, “cedido de otro modo” (cuyo alquiler hace referencia a la unidad del domicilio junto con unidad no residencial, establecimiento agropecuario alquilado u ocupado por invasión).

Una vez definidas las variables relacionadas con la población destinataria de la CDHU, se definieron también los tipos de arreglos residenciales a partir de la variable censal “relación con el responsable del hogar”: pareja con hijos (cabeza de familia, cónyuge, hijos o hijastros), pareja sin hijos (cabeza de familia y cónyuge), monoparental (cabeza de familia e hijos o hijastros), unipersonal y hogares extendidos o compuestos (cabeza de familia y otros parientes o personas sin relación de parentesco).

E. Resultados

1. Proyección de la población

La población del estado de São Paulo que podría ser seleccionada para los programas de vivienda de la CDHU ascendería a 1.332.459 personas en 2010, de las cuales 687.191 eran hombres y 645.331 mujeres, con un total de 437.700 hogares. El gráfico 1 presenta las estructuras de edad para la población total y para la población destinataria de la CDHU en el estado de São Paulo. Tal y como reveló la Encuesta Habitacional de la CDHU para la población atendida, la población destinataria del programa presenta también una estructura de edad más joven y con una mayor presencia relativa de adultos jóvenes y de menores, así como con una menor presencia relativa de personas de edad en comparación con la estructura de edad del estado (véase el gráfico 1).

Gráfico 1

Estado de São Paulo: pirámide de edad de la población del estado y de la población destinataria según los criterios de atención a la demanda de la CDHU, 2010

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico 2010.

La peculiar pirámide demográfica de la población destinataria de la CDHU se debe tanto a los criterios de selección de prestatarios como a los procesos de formación de hogares. Por un lado, el criterio de selección de la franja de edad de entre 18 y 55 años para el cabeza de familia contribuye a la existencia de una estructura etaria más joven que la del estado, con una fuerte presencia de prestatarios de entre 20 y 35 años y con hijos de entre 0 y 10 años (véase el gráfico 1). Por otra parte, debido a los criterios de selección, las personas mayores de 55 años de la población destinataria de la CDHU no son cabezas de familia, sino “otros parientes” o “personas sin relación de parentesco” con el cabeza de familia. Además, la edad media en el momento de contraer matrimonio en el estado de São Paulo refuerza la presencia de parejas jóvenes (con o sin hijos) que adquieren su primera vivienda. Se puede suponer que estas parejas se encuentran en la fase inicial o de expansión de su ciclo de vida familiar. Por último, las parejas jóvenes pueden adquirir el inmueble de la CDHU gracias al costo relativamente más bajo del financiamiento en comparación con las viviendas adquiridas en el mercado inmobiliario privado.

Para la estimación de la fecundidad corriente de la población destinataria de la CDHU, los datos se obtuvieron a través de la pregunta acerca del número de hijos nacidos vivos en los doce meses anteriores a la fecha del Censo Demográfico. Se aplicó la técnica P/F de Brass para corregir la subenumeración de nacimientos, en la que la información sobre la fecundidad retrospectiva se obtiene a través de la pregunta acerca del número total de hijos nacidos vivos hasta la fecha del censo.

Se observa que la curva de la tasa de fecundidad por edad de la madre en la población destinataria de la CDHU presenta un patrón diferente cuando se compara con la población del estado en 2010 (véase el gráfico 2). La población destinataria de la CDHU presenta una fecundidad más temprana que alcanza la cúspide entre los 19 y los 21 años, mientras que para el estado se observa un patrón bimodal con cúspides más tardías y con niveles más bajos. La tasa de fecundidad total de la población destinataria de la CDHU es de 1,9 hijos por mujer, un poco más elevada que la calculada para el estado de São Paulo (1,7 hijos por mujer).

Gráfico 2

Estado de São Paulo: tasas específicas de fecundidad para la población del estado y de las personas seleccionadas para ser prestatarias de acuerdo con los criterios de atención de la demanda de la CDHU, 2010

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico de 2010.

Debido a la mayor dificultad que supone estimar la mortalidad para una población pequeña, el presente trabajo parte del presupuesto de que el nivel y el patrón de la mortalidad de la población destinataria de la CDHU serían idénticos a los observados para el estado de São Paulo en 2010. En dicho año, el estado registró una esperanza de vida de 72,31 años en el caso de los hombres, y 79,28 años en el caso de las mujeres. Para la estimación de la mortalidad el presente trabajo sigue el estudio de Paes (2005), que considera los microdatos del SIM del estado de São Paulo como fuente de datos segura para estimar la mortalidad a nivel subnacional.

Para la población destinataria de la CDHU, las tasas de jefatura entre adultos jóvenes resultan más altas en el caso de ambos sexos si se comparan con las tasas de jefatura del estado de São Paulo (véase el gráfico 3). Debido al corte de edad entre 18 y 55 años que provoca el criterio de atención de la demanda, no se dispone de información sobre las tasas de jefatura fuera de esas edades. Cabe destacar que, por definición, la tasa de jefatura es el valor inverso al tamaño medio del hogar, de modo que cuanto mayor sea la tasa de jefatura, mayor será la cantidad de hogares. Esta situación resulta comprensible si se observan de nuevo las pirámides de edad de ambas poblaciones, en las que el peso relativo de los adultos jóvenes de la población destinataria de la CDHU es muy superior al de la población del estado en su conjunto.

Gráfico 3

Estado de São Paulo: tasas de jefatura de la población del estado y de las personas seleccionadas para ser prestatarias de acuerdo con los criterios de atención de la demanda de la CDHU, por sexo y grupo de edad, 2000 y 2010

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico 2010.

De acuerdo con Givisiez, Rios-Neto y Sawyer (2006), en la década de 2000 las tasas de jefatura en el Brasil tienden a decrecer en el caso de los hombres y a crecer en el caso de las mujeres. Se produce una caída de las tasas de jefatura masculinas en el grupo de edad comprendido entre los 25 y los 45 años, y un crecimiento continuo y consistente en cada una de las décadas de las tasas de jefatura femeninas para todas las edades. Este fenómeno se observa en la población destinataria de la CDHU.

2. Proyección de arreglos residenciales

A partir de las hipótesis adoptadas en el modelo de proyección propuesto en el presente trabajo, la población destinataria estimada de la CDHU estaría compuesta por 437.700 hogares en 2010 y 607.506 hogares en 2030. Durante el período de la proyección, el tamaño medio del hogar de esta población pasaría de 3,05 personas en 2010 a 2,91 en 2030. Puesto que las tasas de jefatura serían constantes a partir de 2010, el aumento estimado en la cantidad de hogares entre 2010 y 2030 se deberá únicamente a la dinámica de la población destinataria de la CDHU en el período, y no a cambios en las tasas de jefatura. Dado que el modelo considera además que se trata de una población cerrada, es decir, sin migración ni adición o sustracción de personas seleccionadas por el programa, la cantidad proyectada de hogares se deriva únicamente del crecimiento natural de esta población. El gráfico 4 muestra la pirámide de edad de la población destinataria de la CDHU en 2010, y cómo sería en 2030.

Gráfico 4

Estado de São Paulo: pirámide de edad de la población destinataria según los criterios de atención a la demanda de la CDHU, 2010 y 2030

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico 2010 procesados mediante el programa POPGROUP©.

Este cambio en la estructura de edad supondría por consiguiente un cambio en la estructura de las familias y hogares de esta población. El gráfico 5 muestra que la distribución de los hogares por grupo de edad en la población destinataria de la CDHU, que en 2010 se concentraba principalmente en los grupos de entre 20 y 24 años y de entre 30 a 34 años, en el futuro se concentrará en grupos de mayor edad: desde 45 a 49 años y hasta 50 a 54 años en 2030. Se observa una disminución de los hogares con personas en edad reproductiva y un aumento de los hogares con personas de edad. Estos datos ponen de manifiesto la presencia de efectos de cohorte y generación. Por un lado, la cúspide en las franjas de edad más envejecidas en 2030 incluye también arreglos familiares que se encontrarían en fases de consolidación y dispersión del ciclo de la vida familiar. Existe además una demanda de vivienda en las franjas de edad entre 20 y 34 años, que equivaldrían al nacimiento de hijos en 2010 que se convertirían en cabeza de familia en los arreglos de parejas con hijos y parejas sin hijos en 2030. El menor nivel en relación con la cúspide se puede atribuir al nivel de fecundidad por debajo del nivel de reposición en un nuevo régimen demográfico.

Gráfico 5

Estado de São Paulo: distribución de los hogares por grupos de edad de las personas seleccionadas para ser prestatarias de acuerdo con los criterios de atención de la demanda de la CDHU, 2010 y 2030

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico 2010 procesados mediante el programa POPGROUP©.

El envejecimiento de la población destinataria de la CDHU puede también llevar aparejados cambios en las características de este tipo de arreglo residencial. En el gráfico 6 se puede comparar la distribución de los hogares (por tipo de arreglo residencial) de la población destinataria de la CDHU en 2010 con la distribución proyectada para 2030. Según la proyección, el mayor crecimiento se dará para las modalidades monoparentales, que se duplicarán y pasarán de 32.195 a 64.401 hogares. En segundo lugar, los arreglos extendidos o compuestos crecerían un 45%, seguidos de los arreglos formados por una pareja con hijos y los hogares unipersonales, con un 31% cada uno. El tipo de arreglo residencial que menos ha de crecer, según la proyección, es el compuesto por una pareja sin hijos, con un incremento del 21%.

En términos del número absoluto de hogares, los resultados de la proyección estiman una demanda demográfica por tipo de arreglo residencial de la población destinataria según los criterios de atención de la demanda de viviendas de la CDHU. Es decir, representa la necesidad de nuevas viviendas derivada de la dinámica demográfica de esta población específica. De este modo, si la población destinataria de la CDHU se cerrara en 2010 y experimentara las tasas de mortalidad del estado de São Paulo para ese año, y de acuerdo con los otros presupuestos de este modelo de proyección, en 2030 esta población precisaría de aproximadamente 55.594 nuevos hogares para los arreglos formados por “pareja con hijos”, 32.206 hogares para arreglos de tipo “monoparental”, 30.227 hogares para arreglos de tipo “extendido o compuesto”, 16.468 hogares para arreglos de tipo “pareja sin hijos” y 25.291 hogares para arreglos de tipo “unipersonal”, en relación con 2010.

Gráfico 6

Estado de São Paulo: distribución de los hogares de las personas seleccionadas para ser prestatarios de acuerdo con los criterios de atención de la demanda de la CDHU, 2010 y 2030

(En miles)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico 2010 procesados mediante el programa POPGROUP©.

La distribución relativa de los arreglos residenciales cambia también en el período proyectado. El tipo “pareja sin hijos”, que representaba el 18% del total de hogares en 2010, pasaría a suponer un 16% en 2030. Por lo que respecta al tipo “pareja con hijos”, pasaría del 40% al 39%, el “monoparental” del 7% al 11%, el “unipersonal” del 19% al 18% y el tipo “extendido o compuesto” del 15% al 16%.

El gráfico 7 muestra un análisis temporal de la proyección de los arreglos residenciales de la población destinataria de la CDHU. Se percibe que, a pesar de que el tipo de arreglo residencial “pareja con hijos” presenta una tasa de crecimiento positiva hasta 2022, este tipo de arreglo experimentará una estabilización seguida de una tendencia de reducción gradual hacia el final del período analizado. Esta trayectoria se puede explicar por el mantenimiento de la tasa de fecundidad por debajo del nivel de reposición, a pesar de ser superior a la tasa del estado de São Paulo. A lo largo de todo el período se produce un crecimiento positivo de los hogares unipersonales, que se consideran como segunda modalidad más frecuente en la CDHU; este fenómeno está relacionado con el envejecimiento del grupo objetivo de la CDHU. Por otra parte, al inicio de la década de 2020 el arreglo “extendido o compuesto” supera al arreglo “pareja sin hijos” como tercer arreglo residencial más frecuente de esta población, algo asociado también al crecimiento de la población de personas de edad.

Gráfico 7

Estado de São Paulo: distribución de los hogares del grupo objetivo de personas seleccionadas para ser prestatarias de acuerdo con los criterios de atención de la demanda de la CDHU, 2010 y 2030

(En miles)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de datos del Censo Demográfico 2010 procesados mediante el programa POPGROUP©.

Los resultados de la proyección coinciden con las tendencias de la población atendida observadas en la Encuesta Habitacional de la CDHU. A pesar de que los arreglos residenciales del tipo “pareja con hijos” siguen representando la mayor parte de los hogares de esta población, destaca el importante crecimiento de arreglos con otros parientes en las unidades habitacionales de la CDHU, así como los de los hogares unipersonales y monoparentales, todo ello como consecuencia de la relativa disminución de los hogares con personas en edad reproductiva y del aumento de hogares con personas de edad más avanzada.

Por último, el estudio de la evolución de los arreglos residenciales con personas de edad merece una mayor profundización, pero se puede decir que la planificación habitacional no puede dejar de tener en cuenta el proceso de envejecimiento de la población y el aumento de la longevidad. En la actualidad, la ley federal del Estatuto de las Personas de Edad determina una reserva de al menos el 3% de las unidades habitacionales para la atención de estas personas. En este sentido, es importante promover un debate sobre la demanda demográfica de vivienda para la población de edad en el país en las próximas décadas.

F. Consideraciones finales

En primer lugar, se debe volver a recordar que el objetivo final de la proyección de arreglos residenciales no es proporcionar una estimación precisa del número futuro de hogares, sino un importante ejercicio de reflexión sobre las consecuencias de la dinámica demográfica implícita en la proyección de una población específica sobre la dinámica de formación de los hogares. Los errores de precisión pueden proceder de diversas fuentes, tales como los presupuestos de la proyección para las tendencias futuras del comportamiento de la fecundidad, la mortalidad y las tasas de jefatura, así como de los presupuestos de la proyección poblacional. Cabe recordar que se considera que la información estadística del estado de São Paulo es de buena calidad.

En el presente trabajo se optó por considerar únicamente el escenario intermedio, es decir, aquel en que las tasas de fecundidad, tasas de mortalidad y tasas de jefatura se mantienen constantes, dado que en este primer trabajo el objetivo principal fue identificar el comportamiento de la población destinataria sin tener en cuenta el efecto de los cambios en las tasas, lo cual elimina un grado mayor de complejidad para los análisis. En trabajos futuros se deberá considerar el impacto de las diferentes modificaciones en las tasas de mortalidad, tasas de fecundidad y tasas de jefatura en la proyección de hogares de esta población. Además, el presupuesto de que la mortalidad de la población destinataria de la CDHU sea la misma que la calculada para el estado de São Paulo puede suponer una sobreestimación de la cantidad de hogares, toda vez que la mortalidad para esta población se supone más elevada que la del estado; esto deberá ser objeto de futuros trabajos.

Con todas las reservas, las proyecciones de hogares resultan útiles para el diseño de políticas públicas de vivienda de interés social, puesto que proporcionan información importante acerca de la demanda de vivienda y sobre las características demográficas de la población destinataria de los programas de vivienda. Los resultados de esta proyección ponen de manifiesto la importancia de tomar en consideración la necesidad de vivienda en función de la composición de los arreglos residenciales, así como de considerar la edad como una variable fundamental por permitir un análisis del ciclo de vida familiar.

El diseño de la política de vivienda de interés social debería tener en cuenta la evolución de los diferentes tipos de arreglos residenciales que demandan nuevas viviendas, con objeto de optimizar sus recursos. Una mirada más detallada sobre la formación y disolución de los arreglos residenciales de esta población específica podría minimizar el fenómeno de la nueva comercialización de las unidades habitacionales activas en la CDHU. Por otra parte, el crecimiento diferenciado de los tipos de arreglos residenciales que se proyecta para las próximas décadas indica que la política habitacional debe poder ajustarse más al nuevo régimen demográfico.

Como conclusión, queda mucho por explorar en términos de relación entre dinámica demográfica, procesos de formación y disolución de hogares para la población destinataria de los programas de vivienda y la planificación de la política habitacional.

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[1] Companhia de Desenvolvimento Habitacional e Urbano do Estado de São Paulo.

[2] Doctor en demografía por la Universidad Estadual de Campinas e investigador colaborador del Centro de Estudios de Población “Elza Berquó”. Correo electrónico: cimar.aparicio@gmail.com.

[3] Magíster en Demografía por la Universidad Estadual de Campinas y doctorando en Demografía por la Universidad Estadual de Campinas. Correo electrónico: gustavo.brusse@gmail.com.

[4] Banco Nacional da Habitação.

[5] De acuerdo con la normativa de los programas de vivienda de la CDHU, la demanda general comprende las unidades habitacionales adquiridas mediante financiación por sorteo público según los criterios de selección de prestatarios (Aparicio, 2017).

[6] Los resultados analizados se refieren únicamente a las entrevistas consideradas completas en cada edición de la Encuesta Habitacional de la CDHU. De este modo, quedan excluidos los datos de entrevistas incompletas, de entrevistas rechazadas o de unidades habitacionales que se encontraran cerradas, en obras o no localizadas por el entrevistador.

[7] El programa informático POPGROUP© fue proporcionado por Ludi Simpson en su versión POPGROUP© 4.1; licencia cedida por Edge Analytics Ltd.

Artículo 5

Trayectorias conyugales y reproductivas después de disolverse la primera unión: un estudio sobre las mujeres de Montevideo[1]

Mariana Fernández Soto[2]

Recibido: 20/09/2018

Aceptado: 26/10/2018

Resumen

El objetivo de este trabajo es estudiar qué eventos de la vida reproductiva y conyugal conforman la trayectoria de las mujeres luego de la disolución de la primera unión. El análisis utilizado combina dos estrategias metodológicas del enfoque de curso de vida. La primera consiste en una descripción de los episodios que tuvieron lugar luego de la primera disolución conyugal, para la cual se usa la técnica de análisis de secuencia, destinada a encontrar tipos de trayectorias. La segunda se basa en la estimación de modelos multivariados para detectar los factores asociados con los tipos de trayectorias y definir qué trayectoria hace posible acumular una mayor fecundidad.

La investigación permitió encontrar tres tipos de trayectorias diferentes y determinar que los factores asociados con cada una de ellas se relacionan con el nivel educativo alcanzado, la cohorte de nacimiento y el calendario de formación familiar. Las trayectorias conformadas por más de una pareja y con hijos de distintas uniones son las que presentan más fecundidad.

Palabras clave: disolución de la primera unión, trayectorias conyugales y reproductivas, fecundidad posdisolución.

Abstract

This article examines which events in a woman’s reproductive and married life shape her trajectory after the dissolution of a first marriage. The analysis combines two methodological strategies that have a life-cycle approach. The first describes events that occurred after the first marital break-up, using the sequential analysis technique to identify types of life trajectory. The second uses multivariate model estimates to detect factors associated with types of life trajectory and to establish which trajectory leads to a higher fertility rate.

The research led to the identification of three different types of trajectory and reveals that the factors associated with each one are related to educational attainment, birth cohort and when the women form a family. Trajectories that include more than one romantic relationship and children of different unions are those that have the highest fertility rates.

Keywords: dissolution of the first marriage, marital and reproductive trajectories, post-dissolution fertility rate.

Résumé

Le présent article a pour but d’étudier les événements de la vie reproductive et conjugale qui déterminent la trajectoire des femmes après la dissolution de la première union. L’analyse retenue combine deux stratégies méthodologiques de l’approche du parcours de vie. La première consiste en une description des épisodes survenus après la première dissolution conjugale, qui fait appel à la technique de l’analyse séquentielle, afin de retracer les différents types de trajectoires. La seconde est basée sur l’estimation de modèles multivariés permettant de déceler les facteurs associés aux types de trajectoires et de définir quelle trajectoire permet d’accumuler une plus grande fécondité.

La recherche a permis de dégager trois types de trajectoires différentes et de déterminer que les facteurs associés à chacune d’entre elles sont liés au niveau de scolarité atteint, à la cohorte de naissance et au calendrier de formation familiale. Les trajectoires constituées de plus d’un couple et avec des enfants de différentes unions sont les plus fécondes.

Mots clés: dissolution de la première union, trajectoires conjugales et reproductives, fécondité post-dissolution.

Introducción

La disolución de la primera unión y las separaciones en general se han convertido en eventos cada vez más frecuentes en los países occidentales. En el Uruguay, particularmente, el aumento y la legitimación de las rupturas conyugales comenzó a observarse desde mediados de la década de 1980. Este incremento generó la diversificación de las trayectorias conyugales y reproductivas, dado que la disolución puede ser considerada como el comienzo de una nueva fase en la vida familiar. Por tanto, es importante conocer cuáles son los recorridos familiares por los que transitan las personas luego de la ruptura de la primera unión, y de esa forma comprender mejor la complejidad de la vida familiar actual.

Los cambios del comportamiento reproductivo y de los patrones de formación y disolución de las uniones conyugales han sido extensamente documentados en el Uruguay (Cabella, 1998, 2008 y 2014; Cabella y Fernández, 2017; Cabella y Pardo, 2014; Fernández, 2010; Filguerira, 1996; Nathan, 2015a, 2015b y 2013; Nathan, Pardo y Cabella, 2016; Varela y otros, 2014), pero aún es poco lo que se conoce sobre la vida conyugal y reproductiva después de la ruptura de la primera unión. En un estudio reciente se demuestra que no hay una correlación negativa entre las disoluciones conyugales y la fecundidad acumulada de las mujeres, y que el efecto de la fecundidad “perdida” se atenúa con los hijos provenientes de la segunda unión o las subsiguientes (Fernández, 2017).

Este estudio se centra en analizar lo que sucede con el comportamiento conyugal y reproductivo luego de disolverse la primera unión. Se presta particular atención a dos transiciones del curso de vida posdisolución[3]: la formación de una segunda unión y el nacimiento de hijos en dicha unión.

A. Antecedentes

El estudio de las nuevas uniones posdisolución y de los hogares reconstituidos o ensamblados permite entrar en el corazón de la complejidad familiar del siglo XXI (Cherlin, 1978 y 2016; Sweeney, 2010)[4]. Toulemon y Knudsen (2006) plantean que una de las características más recientes de la segunda transición demográfica es el desarrollo de patrones familiares que consisten en una serie de parejas duraderas a lo largo del curso de vida —con o sin hijos—, separadas por episodios de soltería. La mayor inestabilidad conyugal se traduce en el aumento del número de personas que entran más de una vez al mercado matrimonial y eventualmente forman una nueva unión y tienen más hijos, incluso siendo padres de hijos nacidos de otras uniones. Dada la emergencia de nuevas formas familiares después de disolverse la primera unión, es importante conocer cuáles son los factores que inciden en que sucedan estos eventos demográficos y cuál es su efecto en la fecundidad acumulada de las mujeres (Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Goldscheider y Sassler, 2006; Sweeney, 2010). La literatura al respecto señala que el estatus parental, la ocupación, los recursos socioeconómicos y la edad en el momento de la separación son los factores que tienen mayor influencia tanto en la probabilidad de conformar una nueva pareja como en la de tener hijos en la nueva unión (Becker, 1981; De Graaf y Kalmijn, 2003; Pasteels y Mortelmans, 2017; Sweeney, 1997 y 2010; Goldscheider y Sassler, 2006; Vanassche y otros, 2015; Lampard y Peggs, 1999; Spijker, Simó y Solsona, 2012; Beaujouan, 2012; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Meggiolaro y Ongaro, 2008 y 2015).

En el Uruguay, según la Encuesta de Situaciones Familiares (ESF) de 2008, un tercio de las mujeres de entre 25 y 67 años ha tenido al menos una disolución y un 48% de estas ha conformado una segunda unión. No obstante, la mayoría de las mujeres que han experimentado al menos una disolución han tenido hijos solamente en la primera unión (64%), mientras que un 36% los ha tenido en uniones posteriores (el 20% en la primera unión y en la segunda o las sucesivas y el 16% solo en la segunda o las siguientes).

En cuanto a los hogares ensamblados, las Encuestas Continuas de Hogares[5] muestran que el peso de estos en el total pasó del 5% en 2001 al 7% en 2015. Aproximadamente en la mitad de ellos hay solo hijos de la unión previa (de cualquiera de los miembros de la pareja). En la otra mitad, los hijos provienen tanto de la unión anterior como de la nueva.

El censo de 2011 mostró que a medida que son más grandes los hijos tienden a vivir en mayor proporción en hogares con uno solo de los padres. Por ejemplo, entre los 17 y 19 años el 42% estaba en esta situación, mientras que entre los 0 y 5 años lo hacía el 26% (Cabella, Fernández y Prieto, 2015).

1. Segunda unión y hogares ensamblados

En un contexto de altos niveles de disoluciones conyugales, la segunda unión debería considerarse un evento tan importante como la primera, dado que tiene implicancias similares en el curso de vida y el bienestar de las personas (Bumpass, Sweet y Castro, 1990; Bartfeld, 2000; Seltzer, 1994). Cherlin (1978) plantea que las uniones después de la ruptura de la primera unión y los hogares a que dan lugar tienen aún una “institucionalidad incompleta”. Esto supone cierta ausencia de guía y expectativas en relación con los roles familiares de los miembros de estos hogares ante la ampliación de la red de parentesco derivada de los nuevos eventos demográficos. Ya no hay solo hijos o padres ni solamente relaciones consanguíneas: hay padrastros, madrastras, medios hermanos e hijastros, entre otras relaciones. Debido a que la red de parentesco se amplía y complejiza, se produce incertidumbre sobre los roles, las relaciones y las responsabilidades en lo que se refiere a los niños y a los adultos progenitores y no progenitores (Cherlin, 1978; Fomby, 2018; McLanahan y Beck, 2010). El estatus social de estos hogares y las relaciones entre sus miembros son todavía ambiguos (Cherlin, 1978; Griffith, Koo y Suchindran, 1985; Sweeney, 2010). La etiqueta de padrastro o madrastra implica una pluralidad de situaciones y responsabilidades, propia de la vaguedad que genera la “institucionalización incompleta” de este tipo de hogares. La poca claridad sobre las expectativas y el comportamiento de los miembros de una familia ensamblada, así como respecto de las normas que se les aplican, agrega complejidad al proceso de formación de estos hogares (Cherlin, 1978; Griffith, Koo y Suchindran, 1985; Sweeney, 2010). Cherlin (1978) explica que en los hogares reconstituidos los roles, las expectativas y las normas se basan en los que sostuvieron la primera unión, lo cual resulta una guía poco adecuada para las relaciones en el interior de estos hogares. El nacimiento de hijos dentro de estas nuevas uniones agrega aún más complejidad a la estructura familiar y a las nuevas relaciones entre sus miembros (Cherlin, 1978; Griffith, Koo y Suchindran, 1985; Sweeney, 2010).

La institucionalidad incompleta puede identificarse claramente en el lenguaje y en aspectos legales. Por ejemplo, los términos madrastra y padrastro provienen de la sustitución de un padre o una madre a causa de las disoluciones por viudez del pasado y poseen una connotación negativa. Aún no existen términos que los sustituyan y esta carencia es tanto un síntoma como una consecuencia de la falta de institucionalidad en estas nuevas formas familiares (Cherlin, 1978). En este sentido, existe una falta de derechos y obligaciones respecto de los miembros de una familia reconstituida. El derecho de familia considera al hogar tradicional para legislar, y establece ciertos derechos y obligaciones para los miembros de un hogar ensamblado bajo el supuesto de que los vínculos son producto únicamente de una primera unión (Cherlin, 1978). Siguiendo esta línea, Fomby (2018) plantea que las mujeres que tienen hijos con varias parejas (multiple partner fertility) también experimentan la ausencia de normas claras, de modo que para ellas la maternidad es un proceso más estresante que para las mujeres que tienen varios hijos con una sola pareja. Si bien los hogares reconstituidos son cada vez más frecuentes, las expectativas y las normas sociales respecto a los roles de sus miembros son muy incipientes (Fomby, 2018).

2. Efecto de la presencia de hijos de la primera unión en la conformación de una segunda unión

Los antecedentes teóricos señalan que existen tres elementos principales que ayudan a entender las diferentes probabilidades de que se conforme una nueva unión luego de la disolución de la primera: necesidad, atractivo y oportunidad (Goldscheider y Sassler, 2006; Mortelmans y Pasteels, 2015). Por un lado, la necesidad de constituir una segunda unión depende en parte de la presencia de hijos. Las mujeres sin hijos tienen una mayor necesidad de encontrar una nueva pareja para hacer realidad sus intenciones reproductivas y eso puede explicar que tengan una mayor probabilidad tanto de tener una segunda unión como de tener hijos en ella (Beaujouan, 2012; Meggiolaro y Ongaro, 2008; Spijker, Simó y Solsona, 2012; Vanassche y otros, 2015). Por su parte, las mujeres que ya son madres podrían tener una menor necesidad de conformar una segunda unión dado que sus intenciones se habrían hecho realidad en la primera. No obstante, los requerimientos económicos y de cuidado pueden motivar la búsqueda de una nueva pareja. Además, se ha demostrado que las mujeres separadas pierden bienestar económico con la ruptura de la unión (Goldscheider y Sassler, 2006; Koo, Suchindran y Griffith, 1984; Lampard y Peggs, 1999; Mortelmans y Pasteels, 2015; Pasteels y Mortelmans, 2017). Por otro lado, en términos de atractivo, las mujeres con hijos suelen considerarse menos atractivas en el mercado matrimonial debido a que una nueva unión con ellas acarrea mayores costos y supone enfrentar la complejidad de conformar un hogar ensamblado (Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; De Graaf y Kalmijn, 2003; Ivanova, Kalmijn y Uunk, 2013; Vanassche y otros, 2015). Finalmente, en términos de oportunidades, las personas que viven con hijos de su primera unión tienen menores posibilidades de gozar de una vida social activa que les permita conocer una potencial pareja y, por ende, la probabilidad de conformar una nueva unión es menor (Beaujouan, 2012; Koo, Suchindran y Griffith, 1984; Meggiolaro y Ongaro, 2008; Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015). Si bien esta probabilidad es baja, puede incrementarse cuando se conocen potenciales parejas que también tienen hijos de la primera unión, lo que sucede principalmente porque estas personas suelen concurrir a lugares en donde este perfil es más frecuente (De Graaf y Kalmijn, 2003; Lampard y Peggs, 1999; Sweeney, 1997 y 2010; Vanassche y otros, 2015).

Por otra parte, se ha evidenciado que las mujeres con hijos tienen menor probabilidad de formar una nueva unión tanto en comparación con las que no los tienen como con los varones que sí son padres. Cuanto mayor es el número de hijos nacidos de la primera unión menor es la probabilidad de formar una nueva (Beaujouan, 2012; Cabella, 2014; Cortina y Cabré, 2010; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Goldscheider y Sassler, 2006; De Graaf y Kalmijn, 2003; Lampard y Peggs, 1999; Spijker, Simó y Solsona, 2012; Sweeney, 2010). No obstante, existe cierta variabilidad de acuerdo a la edad de los hijos y al tipo de arreglo de residencia de los progenitores (De Graaf y Kalmijn, 2003; Griffith, Koo y Suchindran, 1985; Meggiolaro y Ongaro, 2015; Mortelmans y Pasteels, 2015; Sweeney, 1997; Wu y Schimmele, 2005). Vanassche y otros (2015) plantean que el estatus parental, junto con el arreglo de convivencia con los hijos entre los progenitores, son factores que inciden de manera conjunta en las probabilidades de formar una unión después de la ruptura de la primera. En el caso de los varones, la corresidencia con sus hijos aumenta de manera significativa la probabilidad de formar una unión con una madre con hijos (Goldscheider y Sassler, 2006). En cambio, se ha demostrado también que tener hijos corresidentes disminuye la probabilidad de las mujeres de formar una nueva unión, pero se incrementa algo la posibilidad de formarla con varones que ya son padres (Goldscheider y Sassler, 2006). También se ha comprobado que el arreglo de residencia compartida con los hijos tiene un mayor efecto en la probabilidad de formar una nueva unión que el estatus parental. Los padres y madres que corresiden con sus hijos todo el tiempo tienen la probabilidad más baja de formar una nueva unión (Beaujouan, 2012; Mortelmans y Pasteels, 2015; Vanassche y otros, 2015). Esto podría deberse a que son menos atractivos en el mercado matrimonial y tienen menos oportunidades de conocer a otras personas por la escasez de tiempo libre (Beaujouan, 2012; De Graaf y Kalmijn, 2003; Vanassche y otros, 2015). Sin embargo, las personas que viven con hijos de la primera unión también tienen necesidades financieras y de cuidado que pueden incidir en forma positiva en la probabilidad de conformar una nueva unión (Lampard y Peggs, 1999; Sweeney, 1997 y 2010; Vanassche y otros, 2015). Se ha observado que después de la disolución conyugal el bienestar de las mujeres tiende a empeorar, por lo que la conformación de un nuevo hogar podría ser una estrategia para salir de esa situación (Goldscheider y Sassler, 2006; Koo, Suchindran y Griffith, 1984; Lampard y Peggs, 1999; Mortelmans y Pasteels, 2015; Pasteels y Mortelmans, 2017; Sweeney, 1997). En ese sentido, las mujeres de los quintiles de ingreso más bajos tienen una mayor probabilidad de conformar una nueva unión en comparación con las de ingresos más altos (Pasteels y Mortelmans, 2017).

Si bien muchos estudios han demostrado la correlación negativa que existe entre la presencia de hijos de la primera unión y la conformación de una unión posterior, también han puesto de manifiesto que esta varía según otros atributos, como edad, nivel socioeconómico y ascendencia racial (Goldscheider y Sassler, 2006; Koo, Suchindran y Griffith, 1984).

3. Correlaciones entre la edad en el momento de la disolución, la duración de la primera unión, la conformación de la segunda unión y la edad en que esta ocurre

La literatura muestra que en promedio existe una correlación negativa entre la edad cuando ocurre la disolución y la probabilidad de conformar una nueva unión y que ese factor es uno de los predictores más fuertes (Beaujouan, 2012; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Lampard y Peggs, 1999; Meggiolaro y Ongaro, 2008; Sweeney, 1997; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012; Wu y Schimmele, 2005). A medida que aumenta la edad de las mujeres en el momento de la disolución, decrece la probabilidad de constituir una nueva unión dado que los varones suelen formar uniones con mujeres más jóvenes. Esta probabilidad también desciende a raíz de que las mujeres con más edad son socialmente menos atractivas y están más cerca del final de su vida fértil (Beaujouan, 2012; Brown, 2000; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; De Graaf y Kalmijn, 2003; Lampard y Peggs, 1999; Meggiolaro y Ongaro, 2008; Spijker, Simó y Solsona, 2012; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012; Vanassche y otros, 2015; Wu y Schimmele, 2005). Cabe mencionar que el efecto de la edad al separarse es mayor para las mujeres que para los varones (Ganong, Coleman y Hans, 2006; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012). Finalmente, una edad más tardía en el momento de la disolución supone además una mayor probabilidad de haber tenido hijos en la primera unión; así, los dos factores se unen y disminuyen las oportunidades de encontrar una nueva pareja (Brown, 2000; Fürnkranz-Prskawetz y otros, 2003; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012; Wu y Schimmele, 2005).

Asimismo, se ha demostrado que la duración de la primera puede facilitar o impedir la conformación de una segunda unión. Las mujeres que han tenido una relación larga son en general más proclives al matrimonio: tienen más habilidades para la vida en pareja y el haber pasado una parte importante de su vida en esa situación les genera dificultades para acostumbrarse a la vida sin pareja (Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017). Aunque esto puede redundar en que sean más propensas a conformar una nueva unión, al mismo tiempo, estar en una relación por mucho tiempo podría impedirles tener experiencia en la búsqueda de una pareja y, por lo tanto, les será más difícil conformar otra unión después de la primera (Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017). Los antecedentes al respecto no son concluyentes. En algunos países europeos como Holanda y la Federación de Rusia se observa un efecto positivo de una primera unión duradera; sin embargo, en Alemania, Francia, Inglaterra, Noruega y Rumania eso no tiene efecto en la probabilidad de conformar una nueva unión (De Graaf y Kalmijn, 2003; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Ivanova, Kalmijn y Uunk, 2013).

En cuanto a la edad en la que se conforma la segunda unión, está directa y estrechamente relacionada con la edad al sobrevenir la disolución y presenta una relación inversa con la probabilidad de tener un hijo postseparación (Brown, 2000; De Graaf y Kalmijn, 2003; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012).

4. Fecundidad en la segunda unión

En Europa, a nivel agregado, se ha encontrado en las últimas décadas una correlación positiva entre las disoluciones y la fecundidad. No obstante, también se ha observado que es difícil establecer si las separaciones realmente tienen un efecto neto positivo en la fecundidad (Thomson y otros, 2012; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012). A nivel individual algunos atributos afectan la probabilidad de tener un hijo en una nueva unión: la edad a la que se produce la primera unión, la presencia de hijos de uniones previas y la edad al separarse (Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012). Estos autores demuestran asimismo, para varios países europeos, que no es posible comprobar en pequeña escala el efecto positivo de las disoluciones sobre la fecundidad acumulada de las mujeres. Formar una nueva unión aumenta las probabilidades de que se incremente el número de hijos que tienen las mujeres, pero ese predictor está mediado por atributos individuales del curso de vida (Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012).

El estatus parental y los arreglos de residencia con los hijos de uniones previas también afectan la probabilidad de tener hijos en una nueva unión. En la literatura aparecen tres hipótesis principales sobre las motivaciones en este sentido: i) el deseo de ser padres; ii) el compromiso con la nueva unión, y iii) el brindar hermanos a los otros hijos (Beaujouan y Wiles, 2011; Buber-Ennser y Fürnkranz-Prskawetz, 2000; De Graaf y Kalmijn, 2003; Fürnkranz-Prskawetz y otros, 2003; Thomson, 2004; Thomson y Holland, 2016; Thomson y Li, 2002; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012; Vanassche y otros, 2015; Vikat, Thomson y Prskawetz, 2004). La información empírica no es clara respecto a qué pesa más en la decisión de tener hijos en una unión después de la disolución de la primera. Sí se ha demostrado que las parejas sin hijos o con un solo hijo de la unión anterior tienen mayor probabilidad de ser padres en la nueva unión en comparación con aquellas que tienen dos hijos o cuyos dos miembros son padres (Beaujouan y Wiles, 2011; Thomson y otros, 2002). Otros estudios muestran que los hijos de las uniones previas no tienen influencia sobre esta probabilidad, por lo que se reforzaría la hipótesis del compromiso (Griffith, Koo y Suchindran, 1985; Jefferies, Berrington y Diamond, 2000; Vikat, Thomson y Hoem, 1999). Según algunas investigaciones, más que la presencia de hijos de la unión anterior, lo que tiene más incidencia es la edad del hijo más pequeño: cuanto menor es esta, más baja es la probabilidad de un nacimiento en la nueva unión (Griffith, Koo y Suchindran, 1985). Los datos al respecto no son concluyentes y aparentemente existen variaciones importantes del calendario de las transiciones familiares en el curso de vida.

5. Estudios sobre las trayectorias posteriores a la disolución de la primera unión

Elder (1994) plantea que desde la perspectiva del curso de vida los eventos actuales siempre tienen relación con los experimentados en el pasado. Este enfoque permite relacionar eventos del pasado, tomando en cuenta el momento en que ocurrieron, la duración de los estados y la secuencia de roles. En el presente estudio se describen, desde esta perspectiva, los patrones conyugales y reproductivos que se conforman después de la disolución de la primera unión. Este hecho es el punto de partida de este análisis, cuyo objeto es comprender qué eventos posteriores ocurren con mayor frecuencia y en qué momento.

Son escasos los estudios sobre lo que sucede luego de disolverse la primera unión que se realizan desde el punto de vista del curso de vida. En América Latina no existe este tipo de trabajos y en Europa se han elaborado dos estudios específicos sobre las trayectorias conyugales y reproductivas después de la separación (Mortelmans y Pasteels, 2015; Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015).

Una de las investigaciones describe las trayectorias familiares posdivorcio de mujeres y varones en Bélgica (Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015). En ella se evidencia que 1 de cada 3 personas se mantiene fuera de una unión durante los primeros siete años luego de la disolución de la primera y se señala que esta es la trayectoria estándar y más frecuente. Sin embargo, estos autores también demuestran que otra parte importante de las personas separadas conforma una nueva unión —en la que puede haber nuevos hijos— de manera bastante rápida. Asimismo, indican que existe una gran heterogeneidad en las trayectorias que conforman las mujeres y los varones en cuanto a la secuencia de los eventos posteriores a la separación y al momento en que ocurre la segunda unión, y que de eso depende el nacimiento de un hijo en esta nueva relación (Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015).

Mortelmans y Pasteels (2015) realizan otra investigación sobre trayectorias postseparación, también en Bélgica, y encuentran que la presencia de hijos nacidos de la primera unión determina el tipo de trayectoria que se desarrolla después de la ruptura conyugal y que la correlación entre ambos factores es más estrecha entre las mujeres que entre los varones. Las mujeres con hijos son menos propensas a tener varias relaciones y suelen preferir los arreglos de pareja sin cohabitación (o arreglos del tipo living apart together) cuando tienen hijos que viven con ellas. Además, los autores mencionados demuestran que cuando existen arreglos de custodia compartida entre los padres de los hijos de la primera unión, las madres tienen una mayor probabilidad de conformar una segunda unión.

B. Datos y métodos

Los datos utilizados en el presente estudio provienen de la Encuesta de Situaciones Familiares (ESF)[6]. Esta es una encuesta de 2008 que recopiló información retrospectiva sobre eventos demográficos vitales en una muestra de 1.229 mujeres de entre 25 y 67 años de edad que es representativa de la población total de mujeres residentes en Montevideo y su área metropolitana. El cuestionario releva información sobre la vida conyugal de las mujeres (desde la actual hasta tres parejas anteriores)[7] y su historia reproductiva, y registra las fechas del inicio y la disolución de las uniones y del nacimiento de los hijos. Las mujeres también informaron sobre sus características personales y familiares, y respecto de aquellas de sus hijos y de la relación con sus padres. Además, respondieron a una serie de preguntas autoadministradas sobre sus opiniones acerca de aspectos específicos de la vida familiar.

Este trabajo se enfoca solo en mujeres de 25 a 67 años que experimentaron al menos una disolución[8]. La muestra definida tiene 330 casos, que representan el 27% del total (1.229 casos).

El análisis combina dos estrategias metodológicas del enfoque de curso de vida. La primera consiste en una descripción de las secuencias de episodios conyugales y reproductivos que tuvieron lugar después de la primera disolución. Para caracterizar estas secuencias, se consideran cinco tipos de estados en los que pueden encontrarse las mujeres después de la separación: i) fuera de una unión; ii) en una unión (sea matrimonio o cohabitación) sin hijos; iii) en una unión con uno o más hijos de la unión anterior; iv) en una unión con uno o más hijos de la segunda unión pero sin hijos de la primera, y v) en una unión con uno o más hijos compartidos y de la unión anterior (véase el cuadro 1)[9] [10]. El análisis comienza con el ordenamiento de los estados considerando el momento en el tiempo y la duración a diferentes edades (Abbott, 1990 y 1995). La idea central es que cada trayectoria está representada por la combinación de un conjunto de estados. Se consideraron los diez años posteriores a la disolución y se construyeron diez variables, cada una de las cuales indica el estado civil en cada año. A continuación, la base de datos se transformó en años-persona a partir del número de personas en cada estado durante estos diez años[11].

Cuadro 1

Estados conyugales y reproductivos posteriores a la disolución de la primera unión

Fuera de una unión

En una unión sin hijos

En una unión con uno o más hijos de la primera unión

En una unión con uno o más hijos de la segunda unión

En una unión con uno o más hijos de la primera y de la segunda unión o las posteriores

Fuente: Elaboración propia.

Para comparar las secuencias se hicieron las mediciones de distancia mediante la matriz de distancia del método de emparejamiento óptimo. Este método se basa en modelos no estocásticos para el análisis de los eventos y utiliza técnicas de alineación de secuencias que miden la semejanza entre ellos (Abbott, 1990 y 1995). Para esto, se utilizan “costos” destinados a cuantificar las diferencias entre las secuencias. Estos costos corresponden a inserción, sustitución y eliminación y permiten convertir una secuencia en otra. El emparejamiento óptimo produce una matriz de distancia entre las secuencias a partir de estos costos. En resumen, este método se basa en la idea de similitud o disimilitud entre secuencias, las que se miden considerando el costo necesario para transformar una secuencia en otra[12]. Cada operación tiene un costo asignado por el investigador y la suma final de todos ellos es el costo de haber aplicado una serie de operaciones. La distancia entre dos secuencias es el costo mínimo final de transformar una secuencia en otra (Abbott, 1990 y 1995). Una vez que se determinaron las secuencias, se agruparon las que eran similares de acuerdo con la matriz de distancia obtenida con el método de emparejamiento óptimo y usando métodos de clasificación como el análisis de clústeres. Esto permitió obtener grupos con patrones de secuencia similares. Después de identificar los grupos de secuencias, en cada grupo se eligió a una de ellas como el tipo ideal (en general, el más frecuente) para representar al grupo. En el análisis de conglomerados jerárquico de este trabajo se aplicó el algoritmo de Ward para hacer la agrupación y se seleccionaron tres clústeres de tipos de trayectorias posteriores a la disolución de la primera unión.

La segunda estrategia metodológica consiste en aplicar el análisis multivariado para detectar los factores asociados con los distintos tipos de trayectorias y determinar cuál de ellas permite una mayor fecundidad en las mujeres. En primer lugar, se estimaron regresiones multinomiales para identificar los factores relacionados con cada tipo de trayectoria. La variable dependiente son los tres tipos de trayectorias provenientes del análisis de secuencia, y las variables independientes incluidas en los modelos se dividen en dos grupos. El primer grupo incluye las siguientes variables de control: cohorte de nacimiento y nivel educativo alcanzado. En el segundo grupo se incluyen variables relacionadas con el calendario de formación familiar, como las edades al producirse la primera unión, la primera disolución y el primer nacimiento. Las categorías de la variable dependiente son A, B y C, según el tipo de trayectoria, y la categoría A es la que se usa como categoría de referencia. Formalmente, la regresión logística multinomial es la siguiente:

donde,

m son las categorías de la variable dependiente que no corresponden a la referencia (m=1 a j);

b es la categoría de referencia de la variable dependiente;

x son las variables independientes, y

Xβm|b es el vector de las variables independientes y el de los coeficientes de la regresión si se compara la categoría m con la categoría de referencia b de la variable dependiente (Hosmer, Lemeshow y Sturdivant, 2000; Long y Freese, 2006).

En segundo lugar, se estimaron regresiones de Poisson considerando como variable dependiente el número total de hijos por mujer en el momento de la encuesta, el tipo de trayectoria posdisolución como variable independiente y la edad y el nivel educativo alcanzado como variables de control. El modelo formal es el siguiente:

donde,

Y es una variable de conteo que toma valores discretos y positivos; en este caso el número de hijos;

p es el número de variables independientes;

Xir es el factor de las variables independientes, y

βr es el vector de los regresores estimados a través de la estimación de máxima verosimilitud.

Al estimar los modelos, se controló el tiempo de exposición a través de una variable que mide el tiempo entre la edad actual y la edad al disolverse la primera unión.

C. Objetivos e hipótesis

El objetivo general de este trabajo es conocer qué sucede con la vida conyugal y reproductiva de las mujeres una vez que disuelven su primera unión.

Los objetivos específicos son:

•Determinar los tipos de trayectorias posteriores al divorcio o separación en términos de la duración y la secuencia de los estados.

•Conocer los factores asociados con cada uno de los tipos de trayectorias.

•Analizar qué tipo de trayectoria permite a las mujeres tener una mayor fecundidad acumulada.

Las hipótesis que guían el trabajo son las siguientes:

•Se identifican diversas trayectorias según perfiles demográficos específicos, en especial a partir del calendario de formación familiar y el nivel educativo alcanzado. En la medida en que el calendario de formación familiar se inicia más temprano, los estados fuera de una unión tienden a ser menos prolongados y la presencia de episodios de segundas nupcias y de uniones de orden mayor están más presentes en comparación con los casos de inicio tardío. Además, las disoluciones que se producen a edades más tempranas suponen una mayor probabilidad de tener hijos en diferentes uniones.

•El factor decisivo en la probabilidad de una segunda unión y el posterior nacimiento de un hijo es el momento en que se disuelve la primera unión, lo que está asociado con que esta ocurra de forma temprana.

•Las mujeres que experimentan una trayectoria conyugal que incluye varias parejas suelen tener mayor fecundidad que aquellas que disuelven su primera unión y no conforman una nueva.

D. Resultados

1. Resultados descriptivos

El análisis de secuencia permitió confirmar que existen diferentes trayectorias después de disolverse la primera unión. Sin embargo, el nivel de concentración de las secuencias alcanza el 18,8%, lo que supone un alto grado de similitud entre ellas. La secuencia más frecuente —que representa el 56,4% del total— corresponde a mujeres que no conformaron una segunda unión durante el período de observación. El gran peso relativo de este tipo de trayectoria también ha sido demostrado en países europeos, aunque allí la magnitud (un tercio de las secuencias) es algo menor que en el Uruguay (Mortelmans y Pasteeles, 2015; Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015; Vanassche y otros, 2015). No obstante, existe otro grupo de mujeres que atraviesa una variedad de estados conyugales después de la disolución de la primera unión (44,6%). Después del primer tipo mencionado, la secuencia más frecuente —que registra el 15,2%— es aquella de las mujeres que se unen después de disolverse la primera unión y tienen hijos solo de esta. El tercer tipo más común de secuencia es el de las mujeres que forman una segunda unión y tienen hijos de una unión previa y también con la nueva pareja (10,6%). En último lugar están las trayectorias de las mujeres que solo tienen hijos en la unión posterior a la disolución (6,1%).

En el gráfico 1 se observa cómo están divididos los dos grupos de trayectorias postseparación. Se identifica una gran área con un solo color que representa a las mujeres que se mantienen fuera de una unión. Además, se advierte el otro grupo de mujeres, que presenta una mayor variabilidad en los estados que atraviesan después de la ruptura de la primera unión.

Gráfico 1

Montevideo: diagrama de datos en orden de aparición (index plot) para el total de secuencias posteriores a la disolución de la primera unión, mujeres, 2008

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

En el gráfico 2 se muestran los tres tipos de trayectorias que permitió discriminar el análisis de clústeres. La trayectoria tipo A reúne al 72,4% de las mujeres y las tipo B y C, al 12,0 % y 15,6 %, respectivamente.

La trayectoria tipo A se caracteriza por la permanencia fuera de una unión en los diez años siguientes a la disolución de la primera. Las mujeres que conforman este tipo de trayectoria tienen en promedio 31,6 años cuando se disuelve la primera unión, la mayor edad de las tres categorías. Además, la duración de la primera unión alcanza un promedio de nueve años, siendo el mayor valor de los tres tipos. En cuanto a la historia reproductiva, la mayoría de las mujeres tiene hijos en la primera unión (65,8%) y la edad al nacer el primer hijo es cercana al promedio nacional (24,1) (véanse el gráfico 2 y el cuadro 2).

Según la trayectoria tipo B, la mayor parte del tiempo de observación se está en pareja, pero sin hijos de la primera unión. Gran parte de la trayectoria se conforma a partir del estado «en una unión con hijos solo de la segunda unión». Los rasgos principales son que las mujeres tienen hijos solamente en la segunda unión y que presentan una primera unión relativamente breve (de 3,6 años en promedio) y son en promedio más bien jóvenes (tienen 25,4 años de edad) en el momento de la disolución (véanse el gráfico 2 y el cuadro 2).

Finalmente, la trayectoria tipo C se define por que las mujeres permanecen poco tiempo fuera de una unión (en promedio dos años) y durante la mayor parte del tiempo de observación tienen hijos de la primera unión o comparten hijos de la primera y segunda unión. Al mismo tiempo, esta trayectoria se caracteriza por presentar, de las tres, el inicio más temprano de la vida familiar (edad de la mujer cuando tiene lugar la primera unión y nace el primer hijo): la edad promedio en el momento de la primera unión es 20,9 años, y al nacer el primer hijo, 21,5 años. Sin embargo, junto con lo anterior, la edad promedio al disolverse la primera unión es cercana a los 30 años —valor similar al de la trayectoria tipo A— y, por tanto, la primera unión es relativamente extensa (véanse el gráfico 2 y el cuadro 2).

Gráfico 2

Montevideo: diagrama de datos en orden de aparición (index plot) para las secuencias posteriores a la disolución de la primera unión por tipo, mujeres, 2008

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Cuadro 2

Montevideo: estadísticos descriptivos por tipo de trayectoria después de la disolución de la primera unión, mujeres, 2008

Tipo A

Tipo B

Tipo C

Promedio

Desvío estándar

Promedio

Desvío estándar

Promedio

Desvío estándar

Tiempo fuera de una unión (años)

9,3

1,6

2,0

1,3

2,0

1,5

Tiempo en una unión sin hijos (años)

0,3

1,2

5,3

3,4

-

-

Tiempo en una unión con uno o más hijos de la primera unión (años)

0,3

1,0

-

-

5,3

3,3

Tiempo en una unión con uno o más hijos de la segunda unión (años)

0,0

0,1

2,7

2,9

-

-

Tiempo en una unión con uno o más hijos de la primera unión y de uniones posteriores (años)

0,0

0,2

-

-

2,7

3,3

Edad al disolverse la primera unión (años)

31,6

7,3

25,4

5,7

29,0

6,5

Porcentaje de mujeres con uno o más hijos de la primera unión

65,8

0,5

-

-

100,0

-

Edad cuando ocurre la primera unión (años)

22,9

5,5

22,1

5,2

20,9

3,8

Duración de la primera unión (años)

9,0

6,9

3,6

2,8

8,2

5,1

Edad al nacer el primer hijo (años)

24,1

4,7

25,0

5,9

21,5

4,0

Años-persona

2 340

430

560

Número de observaciones (N)

234

43

53

Porcentajes

72,4

12,0

15,6

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Si bien la mayoría de las mujeres atraviesan la trayectoria tipo A, se observa una mayor variabilidad en los tipos de trayectorias por los que transitan las cohortes más jóvenes. Un 83,8% de las mujeres de la cohorte de 1949 a 1959 no conforman una nueva unión luego de la disolución de la primera. Sin embargo, en la cohorte más joven, de 1960 a 1985, el 65,7% transita por este tipo de trayectoria. Las trayectorias tipo B y C, en forma separada, tienen en esta cohorte una incidencia cercana al 17% (véase el cuadro 3).

Respecto al nivel educativo, la trayectoria A tiene el mismo peso en las mujeres de mayor y menor educación. Las diferencias entre niveles educativos se advierten en la incidencia de las trayectorias B y C. Las mujeres con poca educación experimentan en mayor proporción la de tipo C, es decir conforman varias uniones con hijos. En cambio, la trayectoria tipo B tiene más peso en las mujeres más educadas. Las hipótesis que surgen de estas diferencias por cohorte y nivel educativo son las siguientes. Por un lado, las generaciones más jóvenes compartirían en mayor grado valores y actitudes menos tradicionales hacia la vida familiar, propios de la segunda transición demográfica. Por otro, las diferencias en los calendarios de formación familiar (edad en el momento de la primera unión y al nacer el primer hijo) según el nivel educativo, ya comprobadas en otras investigaciones realizadas en el Uruguay, podrían explicar el peso de la trayectoria B en las mujeres más educadas y de la C en las de menor educación (Fernández, 2010; Nathan, 2015a y 2015b; Varela, Fostik y Fernández, 2012).

Cuadro 3

Montevideo: distribución del nivel educativo y la cohorte de nacimiento según tipo de trayectoria después de la disolución de la primera unión, mujeres, 2008

(En porcentajes)

Tipo A

Tipo B

Tipo C

Nivel educativo

Hasta ciclo básico

70,5

9,6

19,9

Bachillerato y más

70,2

18,0

11,8

Cohorte de nacimiento

1960-1985

65,7

18,2

16,1

1949-1959

83,8

5,6

10,6

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

2. Análisis multivariado

Las estimaciones, obtenidas a partir de las regresiones multinomiales, sobre la probabilidad de transitar cada tipo de trayectoria muestran que los factores asociados varían con cada una de las categorías y comprueban algunos de los resultados descriptivos[13].

La trayectoria tipo A —que describe la permanencia fuera de una unión después de la disolución— está más asociada a las mujeres que pertenecen a la cohorte más vieja y tienen menor educación. Respecto a la influencia de los factores del calendario familiar en este tipo de trayectoria, se observa que la edad al producirse la primera unión tiene un efecto negativo y la edad en el momento de la disolución y del nacimiento del primer hijo tiene un efecto positivo. Es decir, una unión temprana, una disolución tardía —con el consiguiente vínculo conyugal de amplia duración— y un primer hijo a edades avanzadas aumentan la probabilidad de transitar por este tipo de trayectoria (véase el gráfico 3). Esto puede relacionarse con lo que plantean Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington (2017) respecto de que las mujeres que tuvieron un vínculo relativamente extenso tienen más dificultades para entrar al mercado conyugal, posiblemente porque al ser parte de una unión durante mucho tiempo tienen menos experiencia en la búsqueda de una pareja[14]. A eso se suma la presencia de hijos, que como se ha demostrado disminuye la probabilidad de conformar una segunda unión (Beaujouan, 2012; Cabella, 2014; Cortina y Cabré, 2010; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Goldscheider y Sassler, 2006; De Graaf y Kalmijn, 2003; Lampard y Peggs, 1999; Spijker, Simó, y Solsona, 2012; Sweeney, 2010). Por otra parte, se ha comprobado que si la disolución ocurre a edades tardías también se reducen las posibilidades de conformar una segunda unión (Beaujouan, 2012; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Lampard y Peggs, 1999; Meggiolaro y Ongaro, 2008; Sweeney, 1997; Van Bavel, Jansen y Wijckmans, 2012; Wu y Schimmele, 2005).

Gráfico 3

Montevideo: efectos marginales promedio de la probabilidad de cada tipo de trayectoria después de disolverse la primera unión, mujeres, 2008

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N) = 330; base de datos en años-persona; estimaciones realizadas a partir de modelos de regresión multinomial.

Las trayectorias tipo B o C son las más comunes entre las mujeres pertenecientes a las cohortes más jóvenes, tal como se esperaba en función de los resultados descriptivos. Esto implica que esas mujeres tienen más probabilidades de formar una nueva unión luego de la ruptura de la primera, tener hijos de varias uniones y conformar hogares ensamblados. De ambos tipos de trayectorias, la más frecuente es la B; es decir, lo más probable es que las mujeres de las cohortes mencionadas formen una primera unión sin hijos y luego una segunda en la que tengan hijos (véase el gráfico 3). Esto concuerda con la literatura al respecto, en que se plantea que las mujeres que disuelven la primera unión sin haber tenido hijos son las que tienen más probabilidades de conformar una segunda unión y tener hijos en ella. Según los estudios relativos al asunto, esto se debe a que tienen una mayor necesidad de formar una nueva unión para hacer realidad sus intenciones reproductivas (Beaujouan, 2012; Meggiolaro y Ongaro, 2008; Spijker, Simó y Solsona, 2012; Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015).

Al mismo tiempo, se advierte que las mujeres de nivel educativo medio y alto tienen más probabilidades de conformar trayectorias de tipo B o C, aunque esta última en menor magnitud (véase el gráfico 3). Estas dos son las trayectorias que presentan nuevos eventos conyugales y reproductivos después de la disolución de la primera unión, lo que podría estar reflejando valores y actitudes propios de la segunda transición demográfica: los individuos están más centrados en sus propias necesidades y buscan formas de familia y relaciones que las satisfagan (Beck y Beck-Gernsheim, 1998; Giddens, 1997; Lesthaeghe, 1991; Lesthaeghe y Surkyn, 2009; Surkyn y Lesthaeghe, 2004; Van de Kaa, 1987)

Aunque estas trayectorias están más asociadas a las mujeres más jóvenes y de nivel educativo medio y alto, sus probabilidades de ocurrencia también están influidas por el calendario de formación familiar. Por ejemplo, en la trayectoria del tipo B, la edad en el momento de la primera unión y al nacer el primer hijo tienen un efecto positivo: cuanto mayor es la edad al producirse estos dos eventos, mayor es la probabilidad de transitar por esta trayectoria. En cambio, la edad de la mujer cuando tiene lugar la disolución tiene un efecto negativo, es decir, a menor edad, más probable es también esta trayectoria. La conjunción de la fechas en que ocurren estos tres eventos influye en la conformación de este tipo de trayectoria y en la fecundidad acumulada. Con respecto a la trayectoria tipo C, lo que tiene mayor influencia es cuándo nace el primer hijo, pues cuanto menor es la edad en ese momento, más probable es conformar una trayectoria que incluya una segunda unión e hijos de la primera y segunda unión. La edad de la mujer al ocurrir la primera unión y cuando esta se disuelve tiene escasa influencia en la probabilidad de transitar por este tipo de trayectoria (véase el gráfico 3).

Para determinar qué tipo de trayectoria permite un mayor número de hijos se estimaron modelos de regresión de Poisson generalizados, en los que se controló por la edad y el nivel educativo alcanzado y se consideró el tipo de trayectoria posterior a la disolución como una variable independiente.

Las mujeres que después de la disolución siguen una trayectoria del tipo C son las que tienen más hijos, a saber: 2,8 en promedio. Este tipo de trayectoria supone incluso más fecundidad que la observada en aquellas mujeres que no disolvieron su primera unión, que registran una cifra equivalente a 2,38[15]. A este grupo lo siguen las mujeres que conforman la trayectoria A, con 2 hijos por mujer, y finalmente, aquellas que constituyen una trayectoria de tipo B (véase el cuadro 4).

Cuadro 4

Montevideo: fecundidad de las mujeres según tipo de trayectoria conyugal después de que se disuelve la primera unión y cuando no se experimenta una disolución, 2008

(En número promedio de hijos por mujer)

Promedio

Error estándar

Intervalo de confianza del 95%

Tipo A

2,09

0,19

1,72

2,47

Tipo B

1,36

0,16

1,05

1,67

Tipo C

2,80

0,25

2,30

3,29

Una única unión

2,38

0,06

2,26

2,49

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Las estimaciones se hicieron a partir de modelos de regresión de Poisson generalizados. Para calcular el número de hijos promedio de las mujeres que experimentaron la disolución de la primera unión y las que no lo hicieron, se estimaron otras regresiones de Poisson con todas las mujeres de la muestra. En los cuadros A1.9 y A1.10 del anexo A1 se detallan los coeficientes de las regresiones mencionadas.

Por otro lado, las probabilidades calculadas respecto del número total de hijos describen curvas de diferente forma según el tipo de trayectoria (véase el gráfico 4). La de tipo A es la que presenta la mayor probabilidad de no tener hijos, y una probabilidad de tener 1 único hijo menor que la de tipo B, pero más alta que la C. Además, la trayectoria A muestra la misma probabilidad que la C de tener 2 hijos y una inferior a la B. Por último, registra una probabilidad baja de tener 3 y más hijos (similar a aquella de la trayectoria B).

Gráfico 4

Montevideo: fecundidad probable de las mujeres después de que se disuelve la primera unión, según tipo de trayectoria, 2008

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330. Las estimaciones se hicieron a partir de modelos de regresión de Poisson generalizados.

La trayectoria tipo B exhibe la probabilidad más alta de tener 1 solo hijo, y respecto de no tener hijos, una algo menor que la trayectoria tipo A y, junto con esta, una significativamente más alta que la C. Finalmente, presenta una probabilidad baja de tener 3 y más hijos (al igual que la trayectoria de tipo A).

En cuanto al tipo C, muestra la menor probabilidad de no tener hijos o tener solo 1 y la misma que la trayectoria A y una cercana a la B de tener 2 hijos. Sin embargo, la trayectoria C registra la probabilidad más alta de tener 3 y más hijos, aunque la diferencia es pequeña en relación con las otras dos.

E. Conclusiones

En primer lugar, en este trabajo se encontraron tres tipos diferentes de trayectorias después de que se disuelve la primera unión. Una de ellas es la de tipo A, que se caracteriza por la ausencia de pareja. Este tipo es el más frecuente y está asociado a mujeres que pertenecen a cohortes viejas o tienen un bajo nivel educativo. El alto peso relativo de este tipo de trayectoria también fue evidenciado en algunos países europeos (Vanassche, Corijn y Matthijs, 2015). La segunda corresponde a la trayectoria de tipo B, conforme a la cual existe una primera unión que es breve y en que no hay hijos, y una segunda unión en la que sí se tienen hijos. Finalmente, la de tipo C se define por que se tienen hijos de la primera y segunda unión y por ser la trayectoria de mayor fecundidad acumulada.

Los factores asociados con cada una de las trayectorias se relacionan en primer término con el nivel educativo alcanzado y la cohorte de nacimiento. Las mujeres pertenecientes a las cohortes más jóvenes y con mayor nivel educativo (medio y alto) son las que tienen trayectorias menos estandarizadas, que incluyen nuevos eventos conyugales y reproductivos tras la disolución de la primera unión (trayectorias B y C). Estas trayectorias están conformadas por una primera unión de corta duración, sin hijos. Después de ella, o bien se experimenta el nacimiento del primer hijo a edades tardías en una segunda unión (trayectoria tipo B), o bien se tienen hijos en varias uniones (al menos dos según este estudio).

En segundo término, a través del estudio se demostró que la probabilidad de transitar por una u otra trayectoria depende en parte del calendario de formación familiar. Si la disolución ocurre a edades tempranas y nace el primer hijo a edades tardías, es más factible conformar una trayectoria tipo B. En cambio, si el nacimiento del primer hijo sucede a edades tempranas, es más probable que se experimente la trayectoria tipo C.

En tercer lugar, controlando por nivel educativo, edad y tiempo de exposición posterior a la separación, se comprobó que existen diferencias significativas de fecundidad acumulada entre las mujeres. Las mujeres que conforman la trayectoria C —que tienen más de una pareja e hijos de distintas uniones— son las que acumulan un mayor número de hijos. Es importante destacar que esta trayectoria implica ser madre a edades tempranas, lo que permite que se disponga de más tiempo para conformar una segunda unión y tener hijos en ella.

El efecto de las disoluciones en la fecundidad acumulada de las mujeres estaría relacionado con el calendario de formación familiar más que con el hecho en sí. Es decir, una disolución en edades fértiles no necesariamente supone menos fecundidad. El presente trabajo permite demostrar que esta depende en gran medida de la edad a la que se comienza la vida familiar y el momento en que se disuelve la primera unión y se conforma la segunda.

Finalmente, es necesario exponer las limitaciones de este trabajo. Por un lado, se utilizan pocas observaciones, 330 casos, que equivalen al 27% de la muestra y representan la proporción de mujeres, dentro del total, que experimentan al menos una disolución. Sería recomendable hacer un análisis con una muestra más grande, que permita trabajar con más observaciones y confirmar los resultados de este trabajo. En el Uruguay la información sobre la historia conyugal y reproductiva de la población solo está disponible en la Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), utilizada en este estudio. Se espera contar en el futuro con encuestas sobre estos temas de mayor envergadura, que permitan corroborar los resultados del presente trabajo. Por otro lado, se incluyen algunas mujeres cuya vida fértil no ha terminado, aunque se controlaron los efectos de la censura por la derecha. En ese sentido, lo óptimo sería usar una muestra de mujeres de 40 años o más. Sin embargo, debido al tamaño de la muestra, se trabajó con todas las mujeres que disolvieron su primera unión, minimizando los sesgos del truncamiento mediante el control del tiempo de exposición al hacer las estimaciones y aumentando la cantidad de observaciones. Por último, también sería recomendable incorporar la información conyugal y reproductiva de las parejas de estas mujeres para determinar si sus hijos tienen influencia en la fecundidad acumulada de las mujeres.

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Anexo A1

Cuadro A1.1

Montevideo: frecuencia, porcentaje y porcentaje acumulado de las secuencias, mujeres, 2008

Secuencia

Frecuencia

Porcentaje

Porcentaje acumulado

1111111111

186

56,36

56,4

1111111112

3

0,91

57,3

1111111113

4

1,21

58,5

1111111122

1

0,30

58,8

1111111133

3

0,91

59,7

1111111135

1

0,30

60,0

1111111155

2

0,61

60,6

1111111222

4

1,21

61,8

1111111333

6

1,82

63,6

1111111335

1

0,30

63,9

1111112222

3

0,91

64,9

1111112224

1

0,30

65,2

1111112244

1

0,30

65,5

1111113333

6

1,82

67,3

1111113555

1

0,30

67,6

1111114444

1

0,30

67,9

1111115555

1

0,30

68,2

1111122222

1

0,30

68,5

1111124444

3

0,91

69,4

1111133333

4

1,21

70,6

1111133555

1

0,30

70,9

1111155555

1

0,30

71,2

1111222222

7

2,12

73,3

1111333333

4

1,21

74,6

1111333355

1

0,30

74,9

1112222222

2

0,61

75,5

1112222244

1

0,30

75,8

1112222444

1

0,30

76,1

1112244444

1

0,30

76,4

1113333333

6

1,82

78,2

1113335555

1

0,30

78,5

1113355555

1

0,30

78,8

1114444444

1

0,30

79,1

1115555555

1

0,30

79,4

1122222222

8

2,42

81,8

1122222444

1

0,3

82,1

1122244444

2

0,61

82,7

1122444444

2

0,61

83,3

1124444444

2

0,61

83,9

1133333333

5

1,52

85,5

1133333555

1

0,30

85,8

1133355555

2

0,61

86,4

1133555555

2

0,61

87,0

1135555555

2

0,61

87,6

1144444444

1

0,30

87,9

1222222222

6

1,82

89,7

1222222224

1

0,30

90,0

1222222244

2

0,61

90,6

1222224444

1

0,30

90,9

1222244444

1

0,30

91,2

1333333333

12

3,64

94,9

1333333335

1

0,30

95,2

1355555555

1

0,30

95,5

1444444444

2

0,61

96,1

1555555555

1

0,30

96,4

2222222222

3

0,91

97,3

2222444444

1

0,30

97,6

3333333333

1

0,30

97,9

3333333555

1

0,30

98,2

3335555555

2

0,61

98,8

3355555555

1

0,30

99,1

3555555555

3

0,91

100,0

Total

330

100

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Cuadro A1.2

Montevideo: frecuencia, porcentaje y porcentaje acumulado de las secuencias según la presencia de estados conyugales y reproductivos, mujeres, 2008

Secuencia

Frecuencia

Porcentaje

Porcentaje acumulado

1

186

56,4

56,4

12

35

10,6

67,0

124

20

6,1

73,0

13

50

15,2

88,2

135

16

4,9

93,0

14

5

1,5

94,6

15

6

1,8

96,4

2

3

0,9

97,3

24

1

0,3

97,6

3

1

0,3

97,9

35

7

2,1

100,0

Total

330

100,0

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Cuadro A1.3

Montevideo: frecuencia, porcentaje y porcentaje acumulado de las secuencias de la trayectoria tipo A, mujeres, 2008

Secuencia

Frecuencia

Porcentaje

Porcentaje acumulado

1111222222

7

3,0

3,0

1111133333

4

1,7

4,7

1111122222

1

0,4

5,1

1111113333

6

2,6

7,7

1111112244

1

0,4

8,1

1111112224

1

0,4

8,6

1111112222

3

1,3

9,8

1111111335

1

0,4

10,3

1111111333

6

2,6

12,8

1111111222

4

1,7

14,5

1111111155

2

0,9

15,4

1111111135

1

0,4

15,8

1111111133

3

1,3

17,1

1111111122

1

0,4

17,5

1111111113

4

1,7

19,2

1111111112

3

1,3

20,5

1111111111

186

79,5

100,0

Total

234

100

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Cuadro A1.4

Montevideo: frecuencia, porcentaje y porcentaje acumulado de las secuencias de la trayectoria tipo B, mujeres, 2008

Secuencia

Frecuencia

Porcentaje

Porcentaje acumulado

2222444444

1

2,3

2,3

2222222222

3

7,0

9,3

1444444444

2

4,7

14,0

1222244444

1

2,3

16,3

1222224444

1

2,3

18,6

1222222244

2

4,7

23,3

1222222224

1

2,3

25,6

1222222222

6

14,0

39,5

1144444444

1

2,3

41,9

1124444444

2

4,7

46,5

1122444444

2

4,7

51,2

1122244444

2

4,7

55,8

1122222444

1

2,3

58,1

1122222222

8

18,6

76,7

1114444444

1

2,3

79,1

1112244444

1

2,3

81,4

1112222444

1

2,3

83,7

1112222244

1

2,3

86,1

1112222222

2

4,7

90,7

1111124444

3

7,0

97,7

1111114444

1

2,3

100,0

Total

43

100,0

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Cuadro A1.5

Montevideo: frecuencia, porcentaje y porcentaje acumulado de las secuencias de la trayectoria tipo C, mujeres, 2008

Secuencia

Frecuencia

Porcentaje

Porcentaje acumulado

3555555555

3

5,7

5,7

3355555555

1

1,9

7,6

3335555555

2

3,8

11,3

3333333555

1

1,9

13,2

3333333333

1

1,9

15,1

1555555555

1

1,9

17,0

1355555555

1

1,9

18,9

1333333335

1

1,9

20,8

1333333333

12

22,6

43,4

1135555555

2

3,8

47,2

1133555555

2

3,8

50,9

1133355555

2

3,8

54,7

1133333555

1

1,9

56,6

1133333333

5

9,4

66,0

1115555555

1

1,9

67,9

1113355555

1

1,9

69,8

1113335555

1

1,9

71,7

1113333333

6

11,3

83,0

1111333355

1

1,9

84,9

1111333333

4

7,6

92,5

1111155555

1

1,9

94,3

1111133555

1

1,9

96,2

1111115555

1

1,9

98,1

1111113555

1

1,9

100,0

Total

53

100,0

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Número de observaciones (N)=330.

Cuadro A1.6

Montevideo: coeficientes exponenciales de los modelos de regresión multinomial sobre los tipos de trayectorias posdisolución de la primera unión (categoría de referencia: trayectoria tipo A), mujeres, 2008

Modelo 1

Modelo 2

Modelo 3

Modelo 4

Tipo B

Cohorte 1970-1982

6,976***

7,454***

6,766***

8,203***

(ref.: 1949-1959)

(1,121)

(1,434)

(1,090)

(1,647)

Nivel educativo alto

2,391***

3,482***

2,343***

3,400***

(ref.: bajo)

(0,304)

(0,539)

(0,298)

(0,527)

Edad en el momento

de la primera unión

1,255***

1,254***

(0,0376)

(0,0362)

Edad al disolverse la primera unión

0,717***

0,714***

(0,0171)

(0,0166)

Edad al nacer el primer hijo

0,996***

0,996***

(0,000412)

(0,000268)

Constante

0,0300***

2,154

0,0361***

2,832**

(0,00490)

(0,893)

(0,00589)

(1,121)

Tipo C

Cohorte 1970-1982

2,316***

2,596***

1,990***

2,248***

(ref.: 1949-1959)

(0,285)

(0,334)

(0,251)

(0,297)

Nivel educativo alto

1,030

1,162

1,922***

1,774***

(ref.: bajo)

(0,112)

(0,143)

(0,243)

(0,235)

Edad en el momento

de la primera unión

0,968*

1,061***

(0,0142)

(0,00987)

Edad al disolverse la primera unión

0,944***

0,936***

(0,00852)

(0,00882)

Edad al nacer el primer hijo

0,838***

0,813***

(0,0127)

(0,0137)

Constante

0,135***

2,161*

6,055***

41,58***

(0,0163)

(0,731)

(2,091)

(17,41)

Ll

-687 130,5

-497 514,6

-654 658,5

-464 228,4

AIC

1 374 273,0

995 049,1

1 309 333,0

928 480,8

BIC

1 374 308,3

995 108,1

1 309 380,2

928 551,5

Pseudo R^2

0,0517

0,313

0,0965

0,359

Número de observaciones (N)

2 690

2 690

2 690

2 690

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Base de datos ponderada y en años-persona. El error estándar aparece entre paréntesis. *p< 0,05, **p< 0,01, ***p< 0,001.

Cuadro A1.7

Montevideo: promedio de los efectos marginales de los modelos de regresión multinomial sobre los tipos de trayectorias posdisolución de la primera unión (categoría de referencia: trayectoria tipo A), mujeres, 2008

Tipo A

Tipo B

Tipo C

Cohorte 1970-1982

-0,166

0,142

0,0240

(ref.: 1949-1959)

(0,0141)

(0,0144)

(0,0144)

Nivel educativo alto

-0,105

0,0794

0,0257

(ref.: bajo)

(0,0149)

(0,0101)

(0,0135)

Edad en el momento de la primera unión

-0,0156

0,0162

-0,000646

(0,00150)

(0,00210)

(0,00111)

Edad al disolverse la primera unión

0,0214

-0,0249

0,00345

(0,00104)

(0,00128)

(0,000910)

Edad al nacer el primer hijo

0,0172

0,00646

-0,0236

(0,00126)

(0,000636)

(0,00179)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Base de datos ponderada y en años-persona. El error estándar aparece entre paréntesis.

Cuadro A1.8

Montevideo: coeficientes exponenciados de los modelos de regresión multinomial sobre los tipos de trayectorias posdisolución de la primera unión (categoría de referencia: trayectoria tipo C), mujeres, 2008

Modelo 1

Modelo 2

Modelo 3

Modelo 4

Tipo A

Cohorte 1970-1982

0,432***

0,385***

0,502***

0,445***

(ref.: 1949-1959)

(0,0531)

(0,0495)

(0,0635)

(0,0588)

Nivel educativo alto

0,971

0,860

0,520***

0,564***

(ref.: bajo)

(0,105)

(0,106)

(0,0659)

(0,0746)

Edad en el momento de la primera unión

1,033*

0,943***

(0,0152)

(0,00877)

Edad al disolverse la primera unión

1,059***

1,068***

(0,00955)

(0,0101)

Edad al nacer el primer hijo

1,193***

1,230***

(0,0181)

(0,0207)

Constante

7,395***

0,463*

0,165***

0,0240***

(0,890)

(0,157)

(0,0570)

(0,0101)

Tipo B

Cohorte 1970-1982

3,012***

2,871***

3,399***

3,649***

(ref.: 1949-1959)

(0,571)

(0,575)

(0,649)

(0,764)

Nivel educativo alto

2,321***

2,995***

1,219

1,916***

(ref.: bajo)

(0,346)

(0,474)

(0,196)

(0,298)

Edad en el momento de la primera unión

1,297***

1,182***

(0,0387)

(0,0338)

Edad al disolverse la primera unión

0,760***

0,763***

(0,0177)

(0,0171)

Edad al nacer el primer hijo

1,188***

1,225***

(0,0180)

(0,0206)

Constante

0,222***

0,997

0,00596***

0,0681***

(0,0424)

(0,428)

(0,00225)

(0,0323)

Ll

-687 130,5

-497 514,6

-654 658,5

-464 228,4

AIC

1 374 273,0

995 049,1

1 309 333,0

928 480,8

BIC

1 374 308,3

995 108,1

1 309 380,2

928 551,5

Pseudo R^2

0,0517

0,313

0,0965

0,359

Número de observaciones (N)

2 690

2 690

2 690

2 690

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Base de datos ponderada y en años-persona. El error estándar aparece entre paréntesis. *p< 0,05, **p< 0,01, ***p< 0,001.

Cuadro A1.9

Montevideo: coeficientes exponenciados estimados a partir de modelos de regresión multinomial, mujeres, 2008

Modelo 1

Modelo 2

Modelo 3

Trayectoria tipo B

0,949

0,636**

0,650**

(ref.: tipo A)

(0,144)

(0,0977)

(0,0999)

Trayectoria tipo C

1,483**

1,397**

1,338*

(ref.: tipo A)

(0,187)

(0,162)

(0,160)

Edad en el momento de la encuesta

0,958

0,971

(0,0526)

(0,0557)

Edad

1,000

1,000

(0,000598)

(0,000625)

Nivel educativo bajo

1,251

(ref: alto)

(0,157)

Nivel educativo medio

1,021

(ref: alto)

(0,151)

Ll

-147 414,2

-140 040,6

-139 466,9

AIC

294 836,3

280 093,2

278 949,8

BIC

294 850,1

280 113,8

278 977,3

Número de observaciones (N)

231

231

231

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Base de datos ponderada. El error estándar aparece entre paréntesis. *p< 0,05, **p< 0,01, ***p< 0,001.

Cuadro A1.10

Montevideo: coeficientes exponenciados de modelos de regresión de Poisson generalizados sobre el número total de hijos, mujeres, 2008

Modelo 1

Modelo 2

Modelo 3

Modelo 4

Modelo 5

Edad en el momento

de la encuesta

-0,0409***

-0,0438***

-0,0449***

-0,0430***

-0,0456***

(0,00224)

(0,00251)

(0,00248)

(0,00235)

(0,00380)

Al menos una disolución

(ref.: única unión)

-0,0770

-0,0432

-0,0425

-0,0627

-0,0416

(0,0462)

(0,0479)

(0,0479)

(0,0580)

(0,0635)

Edad en el momento

de la primera unión

0,0258***

0,0360***

0,0799***

0,0823***

(0,00598)

(0,00636)

(0,00790)

(0,00885)

Nivel educativo medio

(ref.: nivel educativo bajo)

-0,228***

-0,104*

-0,102*

(0,0484)

(0,0450)

(0,0455)

Nivel educativo alto

(ref.: nivel educativo bajo)

-0,266***

-0,00155

-0,00451

(0,0478)

(0,0410)

(0,0414)

Tipo de primera unión: unión libre (ref.: matrimonio)

0,0981

0,103

(0,0523)

(0,0539)

Edad al nacer el primer hijo

-0,0732***

-0,0726***

(0,00669)

(0,00660)

Años fértiles en unión: 10 a 19 (ref.: menos de 10)

-0,0579

(0,0607)

Años fértiles en unión: más de 20 (ref.: menos de 10)

0,0454

(0,0810)

Constante

-0,304**

-0,745***

-0,792***

-0,233

-0,197

(0,102)

(0,141)

(0,142)

(0,123)

(0,127)

Ln (tiempo de exposición =

edad - edad primera unión)

1

1

1

1

1

Deltha

-0,0177

-0,0428**

-0,0591***

-0,117***

-0,128***

Ll

-436 753,0

-432 871,3

-428 253,7

-403 917,7

-403 376,2

AIC

873 514,0

865 752,6

856 521,3

807 853,3

806 774,5

BIC

873 532,9

865 776,3

856 554,5

807 896,0

806 826,6

Número de observaciones (N)

844

844

844

844

844

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Base de datos ponderada. El error estándar aparece entre paréntesis. *p< 0,05, **p< 0,01, ***p< 0,001.

Cuadro A1.11

Montevideo: probabilidades estimadas a partir de los modelos de regresión de Poisson generalizados del número de hijos por tipo de trayectoria posdisolución de la primera unión, mujeres, 2008

Número de hijos

0

1

2

3 o más

Tipo A

0,28

0,25

0,20

0,13

Tipo B

0,23

0,29

0,23

0,14

Tipo C

0,15

0,22

0,21

0,16

Total

0,24

0,25

0,21

0,14

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Universidad de la República, Encuesta de Situaciones Familiares (ESF), Montevideo, 2008.

Nota: Base de datos ponderada.

[1] Este trabajo es una versión adaptada de uno de los capítulos de la tesis de doctorado de la autora.

[2] Profesora Asistente del Programa de Población, Unidad Multidisciplinaria, Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de la República.

[3] En este trabajo se utilizan como sinónimos “posdisolución” y “postseparación”, que incluyen tanto el divorcio como la separación de hecho de matrimonios y uniones libres.

[4] Los hogares ensamblados o reconstituidos se definen como la unión de dos personas en que al menos una de ellas tiene uno o más hijos de una unión previa.

[5] Elaboradas por el Instituto Nacional de Estadística (INE).

[6] La ESF fue realizada por el Programa de Población y el Departamento de Economía de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de la República junto con el Instituto de Economía de la Facultad de Ciencias Económicas y de Administración de la misma universidad, con el apoyo financiero del Fondo Clemente Estable y el Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). La primera ronda de la encuesta se llevó a cabo en 2001, y la segunda, en 2008.

[7] Se considera pareja a aquella cuya convivencia se prolonga al menos por seis meses.

[8] Se excluyó del análisis a aquellas que nunca se unieron, o se unieron por primera vez después de los 45 años de edad, o terminaron su unión conyugal después de los 45 años, o cuya primera unión terminó debido a viudez o migración, o que nunca disolvieron la primera unión.

[9] Solo se consideran los hijos de las mujeres que forman parte del estudio; no se cuenta con información sobre los hijos de sus parejas.

[10] Una tipología similar se utilizó en el trabajo de Vanassche, Corijn y Matthijs (2015).

[11] En los casos en que la trayectoria no alcanzaba los diez años o a la secuencia le faltaba información, se utilizó la opción del comando de Stata “sqset, trim”. Esta opción borra los episodios sin información o del final de la secuencia, pero sin perder la información de esta y sin perder casos. El supuesto que subyace es que se mantiene el último estado sobre el que hay información.

[12] El “indel cost” empleado es equivalente a 1 y es el que está por defecto en Stata. Para la sustitución se utiliza el doble del “indel cost”. También se usa la opción “full” del comando “sqom”, que implica comparar todas las secuencias entre ellas y a partir de allí obtener la matriz de distancia para conformar los grupos de secuencias. Además, se seleccionó la opción “standard longer”, que permite estandarizar los resultados de la distancia entre las secuencias dividiendo todas las distancias por la longitud de la secuencia más larga.

[13] Véanse en el anexo A1 (cuadros A1.6, A1.8 y A1.9) los detalles de los modelos estimados y distintas mediciones de ajuste.

[14] Esta hipótesis debe ser considerada con precaución porque la información al respecto no es concluyente. En diversos países europeos se ha encontrado que la duración de la primera unión tiene un efecto positivo o nulo sobre la probabilidad de conformar una segunda unión y eventualmente tener hijos en esta (De Graaf y Kalmijn, 2003; Gałęzewska, Perelli-Harris y Berrington, 2017; Ivanova, Kalmijn y Uunk, 2013).

[15] Es importante notar que las estimaciones se hicieron mediante dos modelos distintos, pero eso no impide la comparación.

Artículo 6

Mortalidad diferencial por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela (1950-2017)

Gustavo Alejandro Páez Silva[1]

Recibido: 31/05/2018

Aceptado: 28/08/2018

Resumen

El presente trabajo trata sobre la evolución de la mortalidad diferencial en la República Bolivariana de Venezuela —según el sexo y la edad— resultante de accidentes de transporte terrestre (vehículos de motor). En el análisis demográfico se calcularon tasas específicas por sexo y edad para el período respecto al cual se dispone de datos oficiales (1950-2013), de donde se derivó la estimación del índice de sobremortalidad masculina, la importancia relativa de las defunciones causadas por accidentes de tráfico con respecto al total de fallecimientos, las variaciones de cambio porcentual en el tiempo, los coeficientes de correlación de Pearson y las estimaciones a futuro (2017) de la tasa de mortalidad por accidentes de tráfico terrestre, así como una descripción y análisis detallado de gráficos que ilustran las variaciones temporales. Entre los resultados más relevantes se destaca que la mortalidad por accidentes de tráfico terrestre en el país muestra una tendencia creciente, sobre todo a raíz del aumento de las defunciones por accidentes de motocicletas, siendo los hombres adultos jóvenes de entre 15 y 29 años de edad las principales víctimas.

Palabras clave: mortalidad según sexo y edad, accidentes de transporte terrestre, sobremortalidad masculina, tasas, variación de cambio, República Bolivariana de Venezuela.

Abstract

This article examines the evolution of the mortality differential in the Bolivarian Republic of Venezuela —by sex and age— as a result of road traffic accidents (motor vehicles). The demographic analysis includes specific rates disaggregated by sex and age for the period for which official data are available (1950–2013), from which the index of excess male mortality, the relative weight of deaths caused by traffic accidents in the total death rate, variations in the percentage change over time, the Pearson correlation coefficient and projections (2017) for mortality rates from road traffic accident are calculated. It also includes a detailed description and analysis of figures that illustrate temporal variations. One of the most noteworthy results is the increasing mortality rate from road traffic accidents in the country, especially as a result of a higher number of deaths due to motorcycle accidents, with the young adult men aged between 15 and 29 years as the main victims.

Keywords: mortality by sex and age, road traffic accidents, excess male mortality, rates, variation of change, Bolivarian Republic of Venezuela.

Résumé

La présente étude traite de l’évolution de la mortalité différentielle en République bolivarienne du Venezuela - selon le sexe et l’âge - résultant d’accidents de transport terrestre (véhicules à moteur). L’analyse démographique a permis de calculer les taux spécifiques selon le sexe et l’âge durant la période pour laquelle des données officielles sont disponibles (1950-2013), dont est tirée l’estimation du taux de surmortalité des hommes, l’importance relative des décès résultant d’accidents de la circulation dans le taux total, les variations dans le temps en pourcentage, les coefficients de corrélation Pearson, les estimations futures (2017) de la mortalité routière ainsi que des analyses détaillées et une description des graphiques illustrant les variabilités dans le temps. Un des résultats les plus pertinents est que le taux de mortalité lié aux accidents de la route dans le pays montre une tendance à la hausse, en particulier en raison de l’augmentation des décès attribuables aux accidents de moto, les principales victimes étant les jeunes hommes âgés de 15 à 29 ans.

Mots clés: mortalité par sexe et âge, accidents de transport terrestre, surmortalité masculine, taux, variance, République bolivarienne du Venezuela.

Introducción

El estudio de la transición epidemiológica en la República Bolivariana de Venezuela muestra que a partir de inicios del siglo XX y hasta años recientes se ha venido produciendo progresivamente un cambio en el comportamiento de la mortalidad según causas específicas de muerte y de las patologías que aquejan a la población. En ese sentido, las enfermedades de origen infecto-contagiosas y parasitarias (paludismo, tuberculosis pulmonar, tifus, diarrea, amibiasis, fiebre amarilla, tétano, neumonía o anquilostomiasis, entre otras), que diezmaban a la población venezolana durante el siglo XIX y hasta mediados del XX, dieron paso a las enfermedades crónico-degenerativas (enfermedades del corazón, cáncer de todos los tipos, diabetes y enfermedades cerebrovasculares) y a otras causas externas de naturaleza social, como accidentes de todo tipo, homicidios y suicidios, que se ubican en ese orden entre las primeras seis causas de muerte del país según el último Anuario de Mortalidad (2013), publicado por el Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS) en marzo de 2017.

Es así como, en el devenir de la transición, investigaciones realizadas por Freitez (2003, 2008a y 2008b) ponen en evidencia la importancia que han cobrado las muertes violentas (accidentes, homicidios y suicidios) en el conjunto de las defunciones de hombres y mujeres jóvenes de entre 15 y 29 años de edad, particularmente a partir de los años noventa.

Incluso en épocas más recientes, un estudio llevado a cabo por Páez (2018) mostró la evolución de la mencionada transición en la República Bolivariana de Venezuela durante el período 1950-2017, haciendo hincapié en las variaciones de mayor caída y alza de las tasas de mortalidad por causas específicas de muerte más pertinentes.

Cabe también mencionar que otros trabajos e informes técnicos en el ámbito de las muertes violentas realizados en la última década en el país se han enfocado en el estudio de la evolución de los homicidios. Ello se debe al crecimiento geométrico importante que en los últimos años ha experimentado la tasa de homicidios en la República Bolivariana de Venezuela, así como a las consecuencias que de esa situación se derivan.

Sin embargo, resulta interesante abordar cómo ha sido la evolución de las muertes resultantes de los accidentes de transporte terrestre, que forman parte del amplio grupo de los accidentes de todo tipo según la clasificación empleada por el MPPS (Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y Problemas Relacionados con la Salud (CIE-10)). Asimismo, dentro de aquel amplio grupo, son los que se cobran el mayor número de vidas humanas en la República Bolivariana de Venezuela. Además, de manera paulatina, las estadísticas han venido mostrando un incremento en número y frecuencia de los decesos de personas por esta causa específica, como se demuestra en la presente investigación.

En esta temática es importante señalar las investigaciones llevadas a cabo por Padrón y otros (2009), Salazar y otros (2010), Figuera y Agar (2012) y Rísquez (2014), así como el importante esfuerzo y aporte que ha venido realizando el Observatorio de Seguridad Vial (OSV), trabajando de manera ininterrumpida desde 2012 en la publicación anual del Informe sobre la Situación de Seguridad Vial en Venezuela (2012-2016), y en la realización de investigaciones en esa materia que permitan incidir y coadyuvar en la solución de esta situación en el país.

Por lo anterior, el presente trabajo tiene como objetivo estudiar la evolución de la mortalidad diferencial según sexo y edad, en cuanto a la ocurrencia y frecuencia de los decesos por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela (1950-2017). Por mortalidad diferencial se entienden las desigualdades ante la muerte que se producen entre las diversas subpoblaciones, determinadas según criterios como la edad, el sexo, el estado civil, el hábitat, la ocupación y la causa de muerte, entre otros, y que se derivan de factores endógenos y exógenos. Los fallecimientos por accidentes de transporte terrestre son las defunciones que ocurren a causa de los incidentes de tráfico terrestre por vehículos de motor.

En definitiva, la esencia de esta investigación consiste no solo en realizar una descripción cuantitativa a través de la estimación de indicadores demográficos que den cuenta de la evolución de la mortalidad diferencial por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela (1950-2013), con énfasis en los últimos 18 años (1995-2013) y su posible nivel numérico a futuro (2017), sino también en señalar las presuntas causas que expliquen determinados patrones temporales de dicha mortalidad, asociados probablemente al incremento de los accidentes de transporte terrestre por aumento del parque automotor, combinado con causas detonantes como la imprudencia, el exceso de velocidad y la embriaguez al conducir.

A. Materiales y métodos

El procedimiento metodológico seguido en esta investigación se estructura en cuatro partes:

i) En primera instancia, se hizo una búsqueda exhaustiva de las estadísticas, para lo cual se consultaron distintas fuentes de información como el Anuario de Epidemiología y Estadística Vital del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS) (1950-1996); el Anuario de Mortalidad del MPPS (1997-2013), el Anuario Estadístico de Venezuela, del Ministerio de Fomento (1945-1974); la Oficina Central de Estadística e Informática (OCEI) (1990-1999), y el Instituto Nacional de Estadística (INE, 2003), así como la página web oficial del INE en la sección de proyecciones de población de esta última institución (INE, 2013) y la de la Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL, 2017). En virtud de la novena y décima revisión de la Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y Problemas Relacionados con la Salud (CIE-9 y CIE-10), las categorías utilizadas para la realización de este trabajo de investigación se corresponden con los códigos que van desde la clase E810-819 y V01-V89, respectivamente, es decir las concernientes a los accidentes de tráfico de vehículo de motor.

ii) Con respecto a las estadísticas de mortalidad examinadas (1995-2013), se calcularon algunos indicadores que dan cuenta de la calidad de los datos utilizados: porcentaje de causas mal definidas según la categoría de síntomas, signos y afecciones mal definidas (códigos 780-799, CIE-9) y la de síntomas, signos y hallazgos anormales de exámenes clínicos y de laboratorio no clasificados en otra parte (códigos R00-R99, CIE-10), así como porcentaje de causas mal definidas o sin diagnóstico médico tratante (CIE-9) y causas mal definidas, desconocidas o sin diagnóstico (R95-R99 de la CIE-10).

iii) Posteriormente se procedió a la estimación de indicadores empleados en el estudio de la mortalidad: tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre general, por sexo, edad y edad y sexo. Se estimó el índice de sobremortalidad masculina y la variación de cambio porcentual en el tiempo de las tasas y estimaciones a futuro (2017) de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre empleando los métodos de estimación de extrapolación lineal y geométrica. Se elaboraron gráficos lineales para observar el comportamiento histórico y reciente de la mortalidad por la causa en estudio; se estimaron coeficientes de correlación de Pearson para medir el grado de asociación de una variable con respecto a otra, según los distintos indicadores mencionados, y se construyeron pirámides de mortalidad para hacer un análisis comparativo entre 1950 y 2013 de la importancia relativa de las muertes por accidentes de transporte terrestre según edad y sexo.

iv) Por último, una vez obtenidas todas las estimaciones, tabulaciones y gráficos, se hizo una descripción y análisis de los resultados obtenidos para, finalmente, presentar un conjunto de conclusiones.

Es importante señalar que, desafortunadamente, debido al retraso en la publicación del Anuario de Mortalidad por parte del MPPS, ha resultado mucho más difícil conocer más de cerca la realidad actual en términos temporales.

B. Resultados y análisis

En primera instancia, corresponde hacer un breve análisis de la calidad de los datos acerca de las defunciones acontecidas como consecuencia de accidentes de transporte terrestre. Debido a la mayor disponibilidad de datos estadísticos, se hace hincapié en el lapso comprendido entre 1995 y 2013.

El porcentaje de causas mal definidas, con arreglo a las categorías 780-799 (CIE-9) y R00-R99 (CIE-10), ha venido disminuyendo en importancia relativa en los últimos 18 años (1995-2013). Es así como, hacia 1995, este indicador alcanzaba un 1,41%, tras lo cual fue disminuyendo de manera sostenida en los años subsiguientes, por ejemplo, un 1,15% en 2000, un 0,64% en 2005 y un 0,50% en 2010, hasta llegar a una cifra relativa del 0,42% en 2013. Ello representa, en primer lugar, un porcentaje de defunciones mal determinadas relativamente bajo y, en segundo lugar, una mejoría progresiva en la calidad de la información en cuanto al diagnóstico de las causas de muerte en la República Bolivariana de Venezuela.

Lo anterior puede reforzarse con otros indicadores, como el porcentaje de causas mal definidas o sin diagnóstico médico tratante (CIE-9) y las causas mal definidas, desconocidas o sin diagnóstico (CIE-10). Para 1995, del total de muertes registradas (98.136), el 1,56% lo representaban las causas mal definidas; entre tanto, para 2013 (149.883 defunciones totales registradas), ese porcentaje había disminuido al 0,29%. En 2000 había sido del 0,56%, en 2005 del 0,29% y en 2010 del 0,35%).

Desafortunadamente, debido a la ausencia de datos no se pudo calcular otros indicadores, por ejemplo el de cobertura, como el porcentaje de muertes registradas en comparación con las ocurridas, y el de calidad, como el peso relativo de las causas mal definidas dentro del total de las causas externas de muerte.

Una vez analizada la calidad de la información, se procedió a observar el comportamiento evolutivo de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela durante el período comprendido entre 1950 y 2013 (véase el gráfico 1).

Gráfico 1

República Bolivariana de Venezuela: evolución de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, 1950-2013

(En número de muertes por cada 100.000 habitantes)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuarios de Mortalidad 2000-2013 [base de datos en línea] https://www.ovsalud.org/publicaciones/documentos-oficiales/; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa.

En 1950 ocurrieron 1.990 defunciones por accidentes de todo tipo, incluidos los de tráfico de vehículos y otros accidentes de transporte (fluvial y aéreo, entre otros), además de los ocasionados por caídas, máquinas en funcionamiento, fuego, explosiones, accionar de armas de fuego, ahogamientos y sumersión accidental, entre otros. De ese total, los accidentes de transporte terrestre tuvieron ese año una importancia relativa del 22,6%; el restante 77,4% correspondía a la suma de los fallecimientos provocados por los demás accidentes antes mencionados.

En 2013, los decesos como consecuencia de accidentes de transporte terrestre representaron el 72,5% del total de víctimas por accidentes de todo tipo acontecidos. Ello supone un ascenso porcentual al final del período objeto de estudio del 1,462% en los últimos 64 años. Con respecto a la tasa de mortalidad, pasó de 8,2 muertes como consecuencia de accidentes de transporte terrestre por cada 100.000 habitantes (0/0000) en 1950 al 23,6 0/0000 en 2013, lo que implica un incremento porcentual del 187,5% durante el período.

Entrando más en detalle, la curva del gráfico 1 muestra claramente un aumento importante de la tasa entre 1955 y 1980, del orden del 259%. Tal ascenso concuerda y está correlacionado con buena parte de las décadas de mayor crecimiento económico de Venezuela, así como con los tiempos de mayor crecimiento y expansión urbana del país, donde el vehículo de motor y su adquisición creciente por parte de la población a raíz del progreso socioeconómico del país desempeñó un papel fundamental en la configuración de las ciudades.

De hecho, para sustentar lo antes señalado, a continuación se exponen cifras del Censo General de Población y Vivienda (1950-1981), que demuestran lo siguiente:

•Por primera vez en la historia del país la población urbana superó a la rural. En 1950 la primera alcanzaba el 53,8%, mientras que la segunda rondaba el 46,2%.

•Las mayores tasas de crecimiento anual medio de la población urbana se alcanzaron entre 1941 y 1981. En el período 1950-1961 este indicador ascendió al 6,3%, en 1961-1970 alcanzó el 4,7% y en 1971-1981 se situó en un 3,8%.

•Por su parte, la tasa anual de urbanización presentó los valores más elevados para los mismos períodos, es decir el 367^0/000 (1950-1961), el 329^0/000 (1961-1971) y el 299^0/000 (1971-1981) de las personas se incorporaban a la vida urbana por cada 10.000 habitantes con los que contaba el país en cada una de esas décadas.

No es de extrañar que el proceso progresivo de modernización y urbanización, así como los cambios económicos y sociales asociados a estos que experimentó la población venezolana —sobre todo entre 1960 y 1980— hayan hecho posible que innumerables personas y familias pudieran adquirir vehículos de motor.

Bolívar (2008) sostiene que el cambio de modelo económico (de agroexportador a minero exportador) que aconteció en el país a partir de 1920 supuso el inicio de un creciente proceso migratorio a raíz de los empleos generados directamente por las florecientes actividades petroleras. También hubo un movimiento migratorio hacia las ciudades, resultado del declive de las actividades agropecuarias y de la generación de empleos urbanos, tanto en el ámbito público como en el privado. Se dio inicio así a un proceso de urbanización que se aceleró a raíz del fortalecimiento de una economía nacional sustentada en la renta petrolera.

El vehículo de motor fue entonces una de las innovaciones tecnológicas que coadyuvó a la modernización de las ciudades, dejando de ser muchas de ellas predominantemente peatonales. En palabras de Amaya (2013), el crecimiento de la población, la construcción de obras y servicios públicos por parte del Estado venezolano y el desarrollo del transporte automotor fueron fenómenos íntimamente interrelacionados, derivados del nuevo orden económico y social que surgió en el país por el hecho de que los altos ingresos provenientes de la actividad petrolera se invirtieran en un buen número de ciudades venezolanas.

La industria automotriz venezolana remonta sus orígenes a 1944. No obstante, no fue hasta 1963 cuando se implementó la política de sustitución de importaciones. Ello supuso un impulso decisivo al desarrollo de esa industria en el país, donde los créditos otorgados para la instalación de las fábricas iban acompañados de decretos de protección contra las importaciones, ya sea por medio de prohibición total o de cupos, o por altos aranceles protectores (Padilla y Sequera, 2007).

Esta medida de política proteccionista supuso un cambio tan radical para la industria que hacia 1964 las empresas multinacionales establecidas en el país ensamblaban la totalidad de vehículos requeridos por el mercado nacional.

Según Padilla y Sequera (2007), a lo largo del período en que estuvo en vigor la política de sustitución de importaciones (1960-1989), e incluso años antes, se instalaron empresas ensambladoras, entre las cuales cabe mencionar a las siguientes: DaimlerChrysler (a partir de 1950, bajo la razón social Ensamblaje Venezolana S.A.); Ford Motor de Venezuela, S.A. (1962); Fiat (1954); Renault (1956); Mack de Venezuela (1963); Toyota (1957 para la distribución y 1963 para el ensamblaje), y Ensamblaje de Carrocerías Valencia (ENCAVA) (1962).

Por otro lado, según los mismos autores, la producción de las plantas ensambladoras alcanzó su punto máximo en 1978, cuando se alcanzaron las 182.678 unidades y las ventas también lograron su máximo histórico de 189.180 unidades.

Desde un punto de vista más económico y en concomitancia con lo anterior, Ríos y Carvallo (1990) señalan que entre las actividades de mayor dinamismo de la época se encontraba el transporte automotor interno y externo. Estos autores mencionan que el crecimiento y la ampliación de la comercialización interna, así como el aumento significativo de las importaciones, han sido particularmente importantes desde mediados de los años cuarenta. Todo esto ha sido el resultado del aumento del gasto público del Estado venezolano, del progresivo cambio en la estructura ocupacional —al diversificarse y ampliarse la estructura productiva— y del incremento del poder adquisitivo de importantes sectores de la población.

La creciente demanda de importantes sectores de la población entre 1960 y 1980, referente a bienes como alimentos, textiles, vivienda y servicios tales como el almacenamiento y los servicios financieros —entre otros—, incluía también los vehículos de motor. Es así como en 1960 el parque de vehículos automotores en Venezuela era de 370.399 unidades. Hacia 1970 y 1971 el número de vehículos había aumentado a 763.999 y 809.287 unidades respectivamente (Ministerio de Fomento, 1945-1974), lo que supuso un incremento del 118% en diez años.

Lo anterior podría explicarse por el hecho de que el floreciente desarrollo socioeconómico de la época tendió a privilegiar las vías de comunicación terrestres, es decir el sistema carretero del país. Es así como hacia 1945 este se había expandido y mejorado, contando con más de 6.300 km de extensión, de los cuales 1.217 km eran pavimentados. Durante los años cincuenta y las décadas subsiguientes se continuó ampliando el sistema carretero de la nación, que alcanzó en diez años los 264.443 km de extensión; al mismo tiempo se incrementó el parque automotor (Ríos y Carvallo, 1990).

A lo largo del período 1960-1971, sobre la base de la información estadística disponible en varias ediciones del Anuario Estadístico de Venezuela, el número de vehículos en circulación en Venezuela aumentó un 118%, y durante el mismo período los accidentes de tráfico de vehículos de motor se incrementaron un 132%. Por su parte, el número de muertes absolutas por esta causa creció un 103%. Asimismo, en 1971 el 41,4% del total de accidentes de transporte terrestre acontecidos en el país fueron ocasionados por exceso de velocidad, el 27,1% debido al incumplimiento de señales de tránsito terrestre y el 5,8% por embriaguez del conductor. En conjunto, estas tres situaciones acumularon el 74,4% de las causas que originaron dichos accidentes. Para 1974, aun cuando disminuyó el peso relativo de dichas razones en su conjunto, el 50% de los accidentes de transporte terrestre acontecieron como consecuencia de ellas.

El incremento de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre entre 1950 y 1980 (259%) no es mera coincidencia. Se asume como hipótesis explicativa al respecto el incremento sostenido del parque automotor en circulación en el país durante esas décadas, asociado al período de expansión y bonanza económica ya descrito. A ello se agregan situaciones como el exceso de velocidad, el incumplimiento de las señales de tránsito o la embriaguez al volante, todo lo cual generó una mayor probabilidad de ocurrencia de accidentes de tráfico, trayendo también como consecuencia un aumento del número de lesionados y fallecidos por esta causa.

Esa conclusión ha sido apuntalada por diversas investigaciones realizadas en distintos países del mundo (en África, América Latina, Asia, Europa y Oriente Medio), donde se ha llegado a relacionar los accidentes de transporte terrestre con el aumento de la renta per cápita (Söderlund y Zwi, 1995; Bertho y Módenes, 2012, entre otros).

En la medida en que ha aumentado el salario medio en los países en épocas de crecimiento económico, también se ha incrementado el parque automotor, lo que a su vez ha dado lugar a un crecimiento en el número de muertes por accidentes de transporte terrestre. No obstante, en un segundo momento esa mortalidad ha declinado, dependiendo del caso analizado, como consecuencia de algunos factores intervinientes: adaptación gubernamental (cambios en la legislación e inversiones en infraestructura); adaptación de los individuos, que pasaron a adoptar actitudes más prudentes en el tránsito, y aumento de gastos en salud y creciente renta per cápita, todo lo cual llevó a un mayor grado de supervivencia de los lesionados en accidentes de transporte terrestre.

Después de 1980 y hasta 2005, la tasa descendió de manera notoria y tuvo escasa variación, fluctuando entre el 20,4^0/0000 y el 22,6^0/0000 (véase el gráfico 1). Este descenso podría explicarse por dos situaciones que afrontó Venezuela en los años ochenta y noventa. La primera tiene que ver con la caída significativa de la producción y la venta de vehículos en el país. La segunda hace referencia a un conjunto de políticas en materia de seguridad vial que fueron diseñadas y ejecutadas entre 1976 y 1997.

Debido a la difícil situación que empezó a atravesar la economía venezolana en el umbral de los años ochenta a raíz de la dificultad en colocar las divisas provenientes del petróleo de manera ventajosa para la economía, así como de la tendencia a exportar capitales —atraídos por las altas tasas de interés que ofrecía el mercado financiero estadounidense—, la producción de automóviles comenzó a decaer entre 1978 y 1979, reduciéndose en un 15% (de 182.678 a 155.087 unidades producidas por año) y en los siguientes tres años se estabilizó en 150.000 unidades, para luego caer nuevamente en 1982 (109.835) y mantenerse en esos números durante los cinco años siguientes (Padilla y Sequera, 2007).

Posteriormente, el proceso de apertura iniciado durante el segundo mandato del Presidente Carlos Andrés Pérez (1989-1993) volvió a tener un impacto traumático para la industria en un primer momento: según Padilla y Sequera (2007), en 1989 la producción y las ventas disminuyeron un 76% y un 79% respectivamente en relación con el año anterior. Por su parte, entre 1980 y 1990 la tasa de mortalidad cayó del 34,1^0/0000 al 20,4^0/0000.

Cabe destacar que entre 1997 y 1998 la industria volvió a rebasar la barrera de las 100.000 unidades producidas y vendidas. Asimismo, tuvo su mejor recuperación a partir de 2004, cuando la producción y las ventas aumentaron un 136% y un 111% respectivamente, alcanzando niveles de 110.743 y 103.250 unidades producidas (Padilla y Sequera, 2007). De igual modo, es a partir de 2005 cuando las tasas de mortalidad por accidentes de transporte terrestre iniciaron su repunte hasta los últimos datos conocidos.

Para fundamentar esta primera explicación, se estimó el coeficiente de correlación de Pearson entre el descenso de la caída en la producción y las ventas de vehículos (variable independiente) y el declive de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre (variable dependiente) durante el período 1980-2004, lo que dio un resultado de 0,75 de correlación positiva (en descenso) directa proporcional. En otras palabras, durante ese período el descenso de la variable independiente explicó en un 75% el declive de la dependiente, indicador que puede ser considerado una correlación elevada.

De hecho, entre 1986 y 1995 los vehículos en circulación disminuyeron un 14%, al tiempo que el número de accidentes de transporte terrestre retrocedió un 6,5% y las tasas de mortalidad por esa causa decrecieron un 7% (1986-1995) y un 38% entre 1980 y 1995.

Estudios como el de ITF (2012) señalan que uno de los factores que explicarían la caída reciente (después de 2008) de la mortalidad por accidentes de transporte terrestre en los países más desarrollados fueron los efectos de la crisis económica, puesto que en muchos de aquellos se habría reducido o estabilizado el volumen de vehículos en circulación, lo que dio lugar a una reducción aún más importante en las muertes por esa causa.

Con respecto al segundo factor que posiblemente explique dicho descenso, un trabajo de investigación realizado por Aguilera (2009) menciona la creación en 1976 de la Escuela de Vigilancia y Seguridad Vial, que funcionó hasta 1997. Durante aproximadamente 20 años la Escuela fue la primera institución de educación formal dedicada al tránsito y el transporte terrestre en todo el territorio nacional, cumpliendo una importantísima labor en la capacitación de individuos en el área de la seguridad vial.

En 1983 el Ministerio de Educación elaboró el Programa Instruccional de Educación Vial, Seguridad y Primeros Auxilios para la educación básica, que por primera vez presentaba carácter sistemático. En 1986, con la finalidad de diseñar y poner en práctica campañas educativas con soporte impreso y audiovisual dirigidas a peatones, pasajeros y conductores, el Ministerio de Educación, junto con el de Transporte y Comunicaciones y la Fundación de Educación y Seguridad Vial, suscribieron un convenio de cooperación a fin de seguir incorporando planteles al Programa de Educación y Seguridad Vial en su especialidad de brigadas juveniles de tránsito, brigadas voluntarias de padres y representantes y transporte escolar.

En 1993 se crearon brigadas voluntarias de tránsito terrestre y en 1996 el Instituto MAPFRE de Seguridad Vial. Se trata esta de una organización sin ánimo de lucro, que nace en España con la vocación de consolidar, sistematizar e impulsar una amplia gama de actuaciones con el objetivo de prevenir y reducir los elevados índices de siniestralidad.

Todas estas medidas probablemente tuvieron un impacto trascendente en materia de seguridad vial, influyendo en el declive numérico, durante algunos años, de las tasas de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, lo que efectivamente ocurrió en la década de 1980 y parte de la de 1990.

Ahora bien, si se analiza en detalle la evolución del indicador durante el período 1995-2013, se aprecia que osciló entre el 17,0^0/0000 y el 23,9^0/0000, siendo este último el mayor valor alcanzado durante dicho período, concretamente en 2001. Posteriormente, a partir de 2005 se vuelve a observar una clara tendencia al alza hasta el último año de registro (2013). Es muy probable que esta tendencia se haya mantenido hasta fechas más recientes.

En ese mismo orden de cosas, cabe señalar que durante el período completo (1995-2013) ocurrieron 109.851 muertes por accidentes de transporte terrestre, es decir que el promedio anual fue de unos 5.782 decesos, lo que refleja un aumento porcentual del 51,9%, mientras el crecimiento anual medio fue del 2,3%. En otras cifras comparativas, en 1995 se registró un promedio de 386 muertes por accidentes de transporte terrestre al mes y 13 al día; hacia 2013, esos valores habían aumentado a 586 y 19 respectivamente.

Del total de defunciones señaladas anteriormente (109.851, entre 1995 y 2013), solo entre 2005 y 2013 acontecieron el 54,8% de estas (60.192), lo que representa una cifra importante del valor global. Por otra parte, cabe destacar que en el período 2006-2009 se produjo un alza en las tasas de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, que fluctuaron entre un 23^0/0000 y un 28^0/0000 , valores ubicados dentro del rango de las tasas más elevadas de este tipo registradas en el país en los años setenta.

Posteriormente se registró un descenso (del 21,7^0/0000 al 20,7 0/0000 en 2010-2011) para luego volver a mostrar señales de incremento (oscilando entre un 23,6^0/0000 y un 23,7^0/0000en 2012-2013), lo que marca una tendencia al alza.

Del análisis hecho anteriormente se desprende que la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre acusa una tendencia al alza en sus cifras en los últimos años, en particular después de 2005. Si bien es cierto que en general estas vienen ascendiendo desde los años noventa, también es verdad que su incremento más marcado (durante el período 2006-2009) y el que exhiben incluso las estadísticas más recientes se han visto acentuados aun más por el aumento experimentado en los fallecimientos de personas por accidentes de tráfico en los que los vehículos de motor involucrados son las motocicletas.

Tal aseveración se constata al observar el gráfico 2, en el que se exhiben de manera comparativa y por separado las tasas de mortalidad por accidentes de vehículo y motos.

Gráfico 2

República Bolivariana de Venezuela: evolución de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, vehículos y motocicletas empleando escala aritmética y logarítmica, 1995-2013

(En número de muertes por cada 100.000 personas)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuarios de Mortalidad 1997-2013 [base de datos en línea] https://www.ovsalud.org/publicaciones/documentos-oficiales/; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa; Instituto Nacional de Estadística (INE), “Proyecciones de población”, Caracas, 2013 [en línea] http://www.ine.gov.ve/index.php?option=com_content&view=category&id=98&Itemid=51.

Resulta evidente que el número absoluto de muertes por accidentes de tráfico de motocicletas (y por ende las tasas) muestra una tendencia de aumento oscilante irrefutable, pero más aún si se visualizan solamente en una gráfica lineal los fallecimientos en valores absolutos y tasas de mortalidad por esta causa específica (véase el gráfico 3).

Gráfico 3

República Bolivariana de Venezuela: evolución del número de muertes y la tasa de mortalidad por accidentes de motocicleta, 1995-2013

(En número de muertes y tasa por cada 100.000 personas)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuarios de Mortalidad 1997-2013 [base de datos en línea] https://www.ovsalud.org/publicaciones/documentos-oficiales/; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa; Instituto Nacional de Estadística (INE), “Proyecciones de población”, Caracas, 2013 [en línea] http://www.ine.gov.ve/index.php?option=com_content&view=category&id=98&Itemid=51.

En el gráfico 3 no solo se aprecia la tendencia geométrica de crecimiento en las muertes absolutas y tasas por la causa en cuestión (accidentes de transporte terrestre de motos) sino el hecho de que, aunque estas representan un porcentaje no muy importante del total de las muertes por accidentes de transporte terrestre, entre 2006 y 2009 tuvieron un alza importante, con un descenso posterior (2010-2011) y un nuevo incremento al final de período en estudio (2012-2013). Esta situación se explica en primera instancia por el ascenso numérico de las tasas de mortalidad por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela durante el período 2005-2013.

Al estimar los coeficientes de coordinación de Pearson entre los valores absolutos de las muertes por accidentes en motos en comparación con las acontecidas por todos los accidentes de transporte terrestre (1995-2007) y entre las tasas de mortalidad referentes a esos dos aspectos (1995-2013), se obtuvo un valor de 0,91 y 0,97 respectivamente. Se trata de valores muy elevados y bastante cercanos a una correlación positiva casi perfecta. En otras palabras, durante estos períodos el aumento de las muertes absolutas por accidentes de transporte terrestre y de las tasas referentes a esta causa en la República Bolivariana de Venezuela se explica en un 91% y un 97% por las defunciones absolutas y las tasas de mortalidad, como resultado del alza de los accidentes de transporte terrestre de motocicletas.

Por el contrario, respecto a las tasas de mortalidad por vehículos (excluidas las motos) en comparación con las tasas generales por accidentes de transporte terrestre, el coeficiente de coordinación de Pearson fue del -0,18, lo que indica que hubo una muy baja correlación (inversa negativa) entre estas variables. De cualquier forma, eso no explica en absoluto aquel aumento, como efectivamente sí lo hacen las tasas de accidentes de transporte terrestre por motos.

Otra manera de corroborar y reafirmar lo expuesto en el párrafo precedente es estimar la importancia relativa en cada año de registro de las personas que perdieron la vida en accidentes de moto, dentro del total de defunciones por accidentes de transporte terrestre. En ese sentido cabe indicar que entre 1995 y 2003 dicho indicador aumentó de manera sostenida y pasó del 2,3% al 5,0%. Luego declinó en 2004 (3,1%) y 2005 (2,7%), para después volver a incrementarse, pasando del 4,7% (2006) al 15,5% (2013), al tiempo que disminuía el peso porcentual de las defunciones como consecuencia de los accidentes solo por vehículos.

Si se compara la variación del cambio porcentual en el período 1995-2013, se observa que en ese lapso de tiempo los fallecimientos por accidentes de transporte terrestre de vehículos aumentaron un 31%, mientras que, en el caso de las motos, sorprendentemente se incrementaron un 911%. El crecimiento anual medio de las muertes producidas por los primeros fue del 1,5%; en los segundos, alcanzó el elevado índice del 13,7%.

En 1995 había un promedio de 9 muertes al mes por accidentes de transporte terrestre de motos. Hacia 2013 esa cifra ya había ascendido a 91 por mes y 3 por día, por lo que se podría decir que el aumento de los fallecimientos como consecuencia de accidentes en moto seguramente está estrechamente ligado a la oferta y demanda de este tipo de vehículos de dos ruedas.

En los últimos años, la pérdida cada vez más acentuada del poder adquisitivo de los venezolanos debido a una de las tasas de inflación más elevadas del mundo, por un lado, y, por otro, la mayor oferta (para la venta) de estos vehículos en el país, hicieron posible que las personas adquirieran de manera masiva motocicletas como medio de transporte privado o público, en detrimento de la adquisición de otros tipos de vehículos de motor, cuyos costos de adquisición (compra de vehículos nuevos o usados) y mantenimiento aumentan progresivamente y, por ende, resultan prohibitivos para la población.

De allí que cobra importancia lo mencionado por Rísquez (2014), quien señala que el diario de circulación nacional El Universal informó que las líneas de taxis (vehículos por puesto y mototaxis) en la República Bolivariana de Venezuela pasaron de 350 cooperativas en 2007 a más de 800 en tan sólo cuatro años (aproximadamente en 2011). El autor agrega que se expandió también el uso de motocicletas para grupos de paseo. Es así como en la prensa digital nacional se informa de más de 80 grupos o clubes de motorizados, entendidos como motociclistas con motos de alta cilindrada, que acuden a eventos religiosos con aprobación de autoridades ejecutivas.

Asimismo, “dentro del mercado nacional, casas comerciales ofertan distintos modelos de motocicletas y a precios más asequibles y con facilidad de pago. Las proyecciones de producción de motos por las 8 empresas en Venezuela (...) para uso de mototaxistas, pasó de 260.000 unidades anuales a una proyección estimada en 600.000 nuevas motocicletas para el año 2013” (Rísquez, 2014, pág. 8).

Por su parte, el Instituto Nacional de Transporte Terrestre informó que las cifras de nuevas motos registradas en el país había pasado de 198.000 en 2000 a 404.000 en 2008 (Rísquez, 2014). El mismo autor demostró que el incremento del número de motos en circulación en Venezuela (1996-2010) era la causa por la cual las tasas de muerte por accidentes de transporte terrestre se habían elevado en el país y señaló que se habían convertido en un problema de salud pública.

Un estudio que sirve de referencia es el realizado por Bertho y Módenes (2012), en el que se demostró que en el Brasil la motocicleta se había convertido en el pasado reciente (2001-2009) en un medio de transporte popular, especialmente entre los adultos jóvenes, y en la medida en que aumentó el número de motos en circulación se produjo también un incremento en el número de muertes ocasionadas por el uso de estas como medio de transporte.

En definitiva, tomando en cuenta las estadísticas disponibles consideradas en este estudio para períodos aproximadamente homogéneos de registros entre variables, se observa que entre 1970 y 2010 el número de vehículos en circulación en la República Bolivariana de Venezuela aumentó un 619% (de 763.999 a unos 5,5 millones de vehículos). En el período comprendido entre 1970 y 2007, los accidentes de transporte terrestre aumentaron un 95,4% (de 70.515 a 137.787), mientras que las muertes absolutas por esta causa se incrementaron un 201%.

Sobre la base de las estimaciones del coeficiente de correlación de Pearson se logró determinar que el aumento de la flota de vehículos en relación con el incremento de los accidentes de transporte terrestre es muy elevado y presenta una correlación positiva directa de 0,92. Vale decir, el aumento de la flota de vehículos explica el incremento de los accidentes de transporte terrestre en un 92%. En lo referente a la relación entre los accidentes de transporte terrestre y el aumento de las muertes absolutas por esta causa, el elevado coeficiente de 0,83 y el incremento de los accidentes de transporte terrestre explica en un 82% el alza de los fallecimientos por ese siniestro.

1. El rostro masculino de la mortalidad por accidentes de transporte terrestre

Hoy en día, en la mayoría de los países del mundo fallecen más hombres que mujeres; sin embargo, es pertinente indicar que el hecho de que la sobremortalidad masculina tienda a convertirse en norma general no implica que sea un proceso universal en el espacio ni en el tiempo.

Jiménez (2011) señala que la sobremortalidad masculina nunca antes había resultado tan intensa como la que se ha producido en las últimas décadas en los países europeos. Cabe señalar que se trata de una tendencia general en el resto del mundo. La República Bolivariana de Venezuela no escapa a esa realidad, puesto que, desde el punto de vista de la mortalidad por accidentes de transporte terrestre según el sexo, las diferencias frente a la muerte son dignas de mención. Estas disparidades pueden observarse en el gráfico 4.

Gráfico 4

República Bolivariana de Venezuela: evolución de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre según sexos, 1950-2013 y 1995-2013

(En número de muertes por cada 100.000 personas)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuarios de Mortalidad 1997-2013 [base de datos en línea] https://www.ovsalud.org/publicaciones/documentos-oficiales/; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa; Instituto Nacional de Estadística (INE), “Proyecciones de población”, Caracas, 2013 [en línea] http://www.ine.gov.ve/index.php?option=com_content&view=category&id=98&Itemid=51.

En primer lugar, en el gráfico 4 se muestra que ambas curvas presentaron una cúspide notoria en los años setenta, producto del aumento de sus tasas respectivas, tal como se señaló en la explicación de la curva general de ambos sexos (véase el gráfico 1). A pesar de esto, no cabe duda de que los valores obtenidos en las tasas del sexo masculino son muy superiores a las del femenino, aspecto que se constata al estimar el índice de sobremortalidad, según el cual durante el período objeto de estudio las tasas correspondientes a los hombres fueron entre 3,6 (1990, menor valor) y 5,0 veces (2013, mayor valor) las de las mujeres.

En segundo lugar, en el gráfico 4 se aprecia que, mientras que existe una tendencia al alza de las tasas masculinas (del 32,4^0/0000 al 39,4^0/0000 en el período 2005-2013), las tasas de las mujeres exhiben una propensión al descenso, al pasar del 8,3^0/0000 al 7,9^0/0000.

En lo que respecta al gráfico 4B, se puede añadir que la forma que presenta la curva de ambos sexos en cuanto a su sinuosidad se ajusta y asemeja mucho más a la de los hombres, revelando el peso que poseen estas tasas sobre la curva general (ambos sexos) por ser muy superiores a las del otro sexo. También se visualiza de manera fehaciente el ascenso de las tasas, específicamente de los hombres, de 2006 a 2009 y de 2012 a 2013.

Las diferencias notables según el sexo (cifras de tasas y tendencia) quedan de manifiesto en el gráfico 5, donde se exhiben las tasas de mortalidad por accidentes de motos.

Gráfico 5

República Bolivariana de Venezuela: evolución de la tasa de mortalidad por accidentes de motos según sexos, 1995-2013

(En número de muertes por cada 100.000 personas)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuarios de Mortalidad 1997-2013 [base de datos en línea] https://www.ovsalud.org/publicaciones/documentos-oficiales/; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa; Instituto Nacional de Estadística (INE), “Proyecciones de población”, Caracas, 2013 [en línea] http://www.ine.gov.ve/index.php?option=com_content&view=category&id=98&Itemid=51

No es menos importante señalar que de los 109.851 decesos acontecidos por accidentes de transporte terrestre en el período 1995-2013, en el 80% de los casos se trató de víctimas del sexo masculino, mientras el restante 20% fueron del sexo femenino. Al año, en promedio, fallecieron 4.637 hombres y 1.145 mujeres, y según las cifras más recientes —correspondientes a 2013—, por dicha causa mueren 487 varones al mes y en promedio 16 al día, al tiempo que fallecen 99 y 3 mujeres, respectivamente.

Dicha diferencia podría explicarse por el mayor número de conductores matriculados del sexo masculino en el país (con licencia oficial para conducir), por lo que hay un mayor número de hombres expuestos (infringiendo o no la ley y el reglamento de tránsito terrestre) a la ocurrencia de dichos accidentes. Lamentablemente no se dispone de estas estadísticas desglosadas por sexo para sustentar tal argumento. A pesar de ello, durante el período 1945-1974 el Ministerio de Fomento publicó en las respectivas ediciones del Anuario Estadístico de Venezuela de esos años las estadísticas de registro del número de conductores involucrados en accidentes de transporte terrestre, desglosados según el sexo (véase el cuadro 1). Estas cifras ponen de manifiesto que fallecen muchos más hombres que mujeres en accidentes de transporte terrestre, debido a que son amplia mayoría en el rol de conductores de vehículos de motor.

Cuadro 1

República Bolivariana de Venezuela: número e importancia relativa de conductores que fallecieron en accidentes de transporte terrestre según sexo, 1945-1974

(En número de muertes y porcentajes)

Año

Total

Hombres

Mujeres

Hombres

(en porcentajes)

Mujeres

(en porcentajes)

1945

4 014

3 983

31

99,2

0,8

1950

9 063

8 958

105

98,8

1,2

1955

15 014

14 333

681

95,5

4,8

1960

28 597

28 280

317

98,9

1,1

1965

55 350

53 658

1 692

96,9

3,2

1970

124 657

119 990

4 667

96,3

3,9

1974

133 001

125 956

7 045

94,7

5,6

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de Ministerio de Fomento, Anuario Estadístico de Venezuela, Caracas, 1945-1974.

No hay duda de que en las últimas décadas las mujeres han asumido un mayor protagonismo en distintos ámbitos de la sociedad y que el sector transporte automotor, público o privado en todos sus tipos, no escapa a esta realidad. Esto queda de manifiesto en las cifras que figuran en el cuadro 1, donde la proporción de hombres entre los conductores que fallecieron en accidentes de transporte terrestre durante el período 1945-1974 disminuyó del 99,2% al 94,7%. Es decir, en 30 años se puede observar un ligero aumento de la participación de las mujeres en ese tipo de accidente mortal, que pasó del 0,8% al 5,6%.

2. Las edades de la mortalidad por accidentes de transporte terrestre

En la República Bolivariana de Venezuela, así como en el resto de los países del mundo, la mortalidad varía en función de la edad o de los distintos grupos etarios en los cuales se puede clasificar a la población. A su vez, las diferentes causas de muerte y las tasas estimadas asociadas a ellas se diferencian en función de la edad: por ende, los decesos como consecuencia de accidentes de transporte terrestre (y tasas) acontecidos en el país figuran en el gráfico 6 por medio de las curvas de mortalidad correspondientes al período 1995-2013.

Gráfico 6

República Bolivariana de Venezuela: evolución de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre según grupos de edad, 1995 y 2013

(En número de muertes por cada 100.000 personas)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuario de Mortalidad 2013, Caracas, 2013; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa; Instituto Nacional de Estadística (INE), “Proyecciones de población”, Caracas, 2013 [en línea] http://www.ine.gov.ve/index.php?option=com_content&view=category&id=98&Itemid=51.

Al comparar ambas curvas se aprecia que todas las tasas de los diferentes grupos de edad que conforman el gran grupo de edad de 15 a 34 años vieron ascender sus cifras de 1995 a 2013. Por el contrario, retrocedieron las de los jóvenes menores de 15 años, adultos de 35 a 64 años y adultos mayores de 65.

La curva más reciente (2013) muestra que los decesos por accidentes de transporte terrestre presentan las menores tasas entre los 0 y 14 años, todas ellas inferiores al 6^0/0000. Durante el período 1995-2003, la disminución porcentual de las tasas de los jóvenes se situó en torno al 39% (de 0 a 4 años), el 50% (de 5 a 9 años) y el 30% (de 10 a 14 años).

Seguidamente los adultos jóvenes y parte de los adultos (personas de 15 a 34 años) presentan los valores más elevados, que oscilan entre un 29^0/0000 y un 47^0/0000, siendo los únicos grupos que experimentaron un ascenso en sus tasas. Este aumento fue del 52% (de 15 a 19 años), el 61% (de 20 a 24 años), el 32% (de 25 a 29 años) y el 9% (de 30 a 34 años), en tanto que, para el resto de los grupos de adultos (de 35 a 64 años) y personas mayores (de 65 años y más), el indicador decreció (del 22^0/0000 al 29^0/0000) por el orden del 8% (menor valor de descenso en el grupo de 35 a 39 años) y el 38% (mayor valor de descenso en el grupo de 75 a 79 años).

Al igual que en el apartado de la mortalidad por accidentes de transporte terrestre según el sexo, el mayor número de muertes por esta causa en edades de entre 15 y 34 años, incluso abarcando los grupos siguientes (de 35 a 39 años y de 40 a 44 años), podría explicarse porque en el país hay más conductores matriculados (con licencia oficial para conducir) que son adultos jóvenes y adultos. A consecuencia de ello, hay más personas entre esas edades que están expuestas (infringiendo o no la ley y el reglamento de tránsito terrestre) a la ocurrencia de dichos accidentes. Tampoco se dispone de estas estadísticas desglosadas por grupos de edad para sustentar tal argumento. A pesar de esto, durante el período 1965-1974 el Ministerio de Fomento publicó en las respectivas ediciones del Anuario Estadístico de Venezuela de esos años las estadísticas de registro del número de conductores involucrados en accidentes de transporte terrestre según grupos quinquenales de edad.

A título de ejemplo, se seleccionaron las últimas cifras disponibles en las ediciones del Anuario Estadístico de Venezuela correspondientes a 1971 y 1974. En 1971, del número total de personas involucradas o conductores que intervinieron en accidentes de transporte terrestre (127.924), 42.413 de ellas (o el 33%) eran personas de entre 15 y 34 años de edad. Si a esto le agregamos los individuos de los grupos de 35 a 39 años y de 40 a 44 años que presentan valores importantes para la época, resulta que el número asciende a 60.921 personas involucradas (de 15 a 44 años), lo que representa un 48% del total citado.

Hacia 1974 ese número había aumentado a 73.988 entre las personas de 15 a 34 años (o sea, el 56%) y a 104.116 personas entre las de 15 a 44 años, lo que supone nada menos que el 78% de todos los conductores involucrados en accidentes de transporte terrestre.

Esas cifras ponen de manifiesto que fallece un número importante de adultos jóvenes y adultos (de 15 a 44 años) en accidentes de transporte terrestre en relación con el resto de la población adulta y de la tercera edad. Esto efectivamente podría explicarse, en primer lugar, por el hecho de que, entre las personas de 15 y 44 años de edad se encuentra el mayor número de conductores de vehículos de motor matriculados.

En segundo lugar, es conocido que en esas edades muchos individuos tienden a conducir: i) sin poseer licencia y otros documentos que exige la ley para poder circular sin ningún inconveniente, vía terrestre, con un vehículo de motor; ii) con exceso de velocidad; iii) sin respetar las señales de tránsito terrestre; iv) sin el uso del cinturón de seguridad (en vehículos de todo tipo) o sin cascos e indumentarias apropiadas de protección (motociclistas); v) en estado de ebriedad o bajo los efectos de otras sustancias como las drogas ilegales; vi) cometiendo diversas imprudencias en carretera (dar vueltas en “U”, pasar por alto la luz roja del semáforo, adelantarse a un vehículo por el carril izquierdo o próximo a una curva de carretera o conducir a altas velocidades en pavimentos húmedos e irregulares, entre muchas otras).

Por otra parte, en concordancia con el OSV/Paz Activa (2012), el hecho de que las tasas más elevadas correspondan a jóvenes de entre 15 y 24 años refleja obviamente el cambio en la dinámica de los adolescentes, que comienzan a hacer uso del transporte público, se desplazan por distintas arterias viales como peatones o pasajeros, así como la de los adultos jóvenes que ya tienen su primer vehículo o se desplazan también en transporte público hacia colegios, universidades y sitios de entretenimiento. A esta edad, otro factor de riesgo que se encuentra presente es el inicio del consumo de alcohol, así como las salidas nocturnas, el número excesivo de pasajeros en los vehículos, y las imprudencias e impericias acompañadas de exceso de velocidad al conducir.

En el grupo de 25 a 44 años existe un considerable número de individuos de la población económicamente activa que se encuentra ejerciendo sus labores en distintas actividades económicas. En esta subpoblación hay adultos que, entre otras cosas, trabajan, estudian, participan en celebraciones, trasladan a sus hijos al colegio o viajan en las vacaciones, manteniéndose activos en las vías como peatones, motorizados, ciclistas, conductores o pasajeros, por lo cual están más expuestos que el resto de la población (OSV/Paz Activa, 2012).

Parte de lo que se ha señalado puede constatarse en las estadísticas publicadas en el Anuario Estadístico de Venezuela (1945-1974), según las cuales las causas que ocasionan el mayor número de muertes en accidentes de transporte terrestre en esas edades son el exceso de velocidad (entre el 30% y el 41% de los decesos por accidentes de transporte terrestre), el incumplimiento de las señales de tránsito (del 15% al 27%) y la embriaguez del conductor (del 4% al 6%), en ese orden de importancia.

En último lugar, las menores tasas que presentan las edades más avanzadas (de 60 años y más) obedecen a que a esas edades los individuos tienden a conducir los vehículos a menor velocidad (de forma consciente, por pérdida de reflejos, disminución de la capacidad visual o combinación de esos motivos), a cometer menos imprudencias al manejar, a respetar más las señales de tránsito terrestre y, en definitiva, poseen un mayor grado de madurez como personas y como conductores, lo cual los lleva a ser más responsables consigo mismos y con los pasajeros a bordo.

3. Una asimetría marcada en la pirámide de mortalidad por accidentes de transporte terrestre

Así como los hombres tienden a morir antes que las mujeres, también es cierto que mueren más hombres que mujeres a todas las edades, exceptuando en aquellas poblaciones o sociedades donde por razones de distinta índole (religiosas o culturales, entre otras) existe sobremortalidad femenina en ciertas edades o grupos de edad.

En el caso de la República Bolivariana de Venezuela, si se toma en cuenta la causa de muerte de interés para este trabajo, son notables las disparidades según el sexo y la edad, hecho que se puede constatar en el gráfico 7, donde el mayor número de muertes entre los hombres adultos jóvenes es el primer aspecto que llama la atención.

Gráfico 7

República Bolivariana de Venezuela: pirámide de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, 1995 y 2013

(En porcentajes)

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuario de Mortalidad 2013, Caracas, 2013; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa; Instituto Nacional de Estadística (INE), “Proyecciones de población”, Caracas, 2013 [en línea] http://www.ine.gov.ve/index.php?option=com_content&view=category&id=98&Itemid=51.

Existen grandes diferencias en cuanto a la mortalidad por sexo y edad, debiéndose centrar el énfasis en comparar el aspecto que más llama la atención, es decir el de la importante discrepancia numérica que existe entre las mujeres y los hombres adultos jóvenes (de 15 a 29 años).

Como se señaló anteriormente, en 1995 los adultos jóvenes concentraban el 28% de todas las defunciones por accidentes de transporte terrestre. Por su parte, en ese mismo año las mujeres solo acumulaban un 6% de las muertes por accidentes de transporte terrestre. La tasa de mortalidad promedio por accidentes de transporte terrestre de las mujeres de 15 a 29 años fue del 9,8^0/0000 , mientras que la de los hombres de esa faja etaria se situó en un 41,8^0/0000. En otras palabras, el indicador del sexo masculino superó en más de tres veces al femenino. En 2013 (18 años después), los hombres concentraban el 37% del global de decesos por accidentes de transporte terrestre, mientras que las mujeres mantenían el peso relativo en torno al 6%, ampliándose aun más la diferencia en 2 puntos porcentuales en cuanto a la importancia relativa de las muertes según sexo se refiere. La tasa de mortalidad promedio de las mujeres de esa edad por la causa en cuestión fue del 10,2^0/0000, y aun cuando tendió a aumentar con respecto a 1995 (9,8^0/0000), la de los hombres fue del 66,3^0/0000. Vale decir que esta última resultó ser esta vez más de cinco veces superior a la tasa femenina (en 2013 lo fue más de tres veces).

La explicación del mayor número de muertes entre los hombres adultos jóvenes (de 15 a 29 años de edad) y de las tasas más elevadas con respecto a las de las mujeres en las mismas edades radica en la combinación de lo ya expresado en los apartados donde se abordó el análisis por separado de la mortalidad por accidentes de transporte terrestre según el sexo y la edad.

4. Estimación de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre: una aproximación a 2017

Como ya se ha mencionado, se conocen cifras oficiales sobre mortalidad en la República Bolivariana de Venezuela hasta 2013. Por eso es necesario hacer un ejercicio de estimación futura de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, para así tener una idea lo más próxima posible de su comportamiento en tiempos más recientes, en este caso 2017.

En el cuadro 2 se exhiben las cifras de muertes estimadas y tasas de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, tanto para ambos sexos como para cada uno de estos. Para ello, se tomó en consideración el comportamiento de las muertes en valores absolutos ocasionadas por accidentes de transporte terrestre entre 2010 y 2013, y se procedió luego al cálculo del crecimiento anual medio de aquellas, insumo básico necesario para la elaboración de las estimaciones a futuro (2017) (extrapolación), por medio de los métodos matemáticos de extrapolación lineal y geométrica.

Cuadro 2

República Bolivariana de Venezuela: estimaciones de la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre, 2017

(En número de muertes y tasa por cada 100.000 personas)

Método

Muertes por accidentes de transporte terrestre

Tasa

Ambos sexos

Aritmético

8 153

26,0

Geométrico

8 335

26,6

Hombres

Aritmético

7 029

45,1

Geométrico

7 284

46,7

Mujeres

Aritmético

1 124

7,1

Geométrico

1 127

7,1

Fuente: Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), sobre la base de datos de defunciones del Ministerio de Sanidad y Asistencia Social (MSAS); Ministerio del Poder Popular para la Salud (MPPS), Anuarios de Mortalidad 2010-2013 [base de datos en línea] https://www.ovsalud.org/publicaciones/documentos-oficiales/; Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), “Estimaciones y proyecciones de población total, urbana y rural, y económicamente activa”, Santiago, 2017 [en línea] https://www.cepal.org/es/temas/proyecciones-demograficas/estimaciones-proyecciones-poblacion-total-urbana-rural-economicamente-activa.

En ese sentido, se asume como tendencia que los resultados obtenidos en las estimaciones según cada método aplicado se aproximarán más o menos a la realidad de la tasa por accidentes de transporte terrestre (2017), en la medida en que dicha tendencia (2010-2013) se mantenga en los próximos cuatro años (2014-2017).

Los resultados muestran que el indicador en 2017 fluctuará entre un mínimo de un 26,0^0/0000 y un máximo de un 26,6^0/0000. En vista de las diferencias obvias de estas tasas según sexo, se calcula que la de los hombres oscilará entre un 45,1^0/0000 y un 46,7^0/0000, mientras que la de las mujeres se mantendrá en el 7,1^0/0000. En promedio, de conformidad con estos resultados, en 2017 la tasa correspondiente a los hombres será más de 6 veces la de ellas. Para 2013, este valor alcanzó la cifra de 4,8 veces, lo que significa que, de mantenerse la tendencia indicada, se ampliará aún más la sobremortalidad masculina por accidentes de transporte terrestre en ese año.

En valores comparativos, la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre (ambos sexos) en 2013 alcanzó una cifra del 23,6^0/0000, por lo que si se toma en cuenta un valor promedio de las estimaciones (el 26,3^0/0000), su incremento se situaría en el orden de aproximadamente el 10% (2013-2017). En cuanto a los sexos, en los hombres aumentaría el 19% y entre las mujeres se mantendría invariable.

También es importante traer a colación algunas derivaciones obtenidas en los informes anuales presentados por el OSV/Paz Activa (2017), que podrían reforzar la hipótesis de un probable aumento de la tasa en cuestión para el 2017. Estos informes revelan que la imprudencia y la impericia vienen incrementándose de manera preocupante como las dos principales causas que originan los accidentes de transporte terrestre. En 2012 ocasionaron el 54% de los siniestros hasta alcanzar en conjunto el 89,7% en 2016. De igual modo, en el Boletín Estadístico de Productos y Servicios INIT y Siniestros de Tránsito (MPPRIJP, 2015) se señala que la imprudencia durante ese año alcanzó el primer lugar en el 62% de los accidentes de transporte terrestre, seguida por el exceso de velocidad (12%), el alcohol (2%) y las fallas mecánicas (2%).

5. La República Bolivariana de Venezuela en el contexto de América y el mundo

Según un informe publicado por la Organización Mundial de la Salud (OMS, 2015) sobre la base de cifras correspondientes a 2013, la tasa de fallecimientos por accidentes de transporte terrestre a escala mundial se ubica en un 17,4^0/0000. En el informe se señala además que el número de decesos por esta causa (1,25 millones en 2013) se ha estabilizado desde 2007, aun cuando la población mundial y el uso de vehículos de motor continúa aumentando.

Del total de muertes por accidentes de transporte terrestre, el 90% ocurren en países de ingresos bajos y medios, pese a que estos solo concentran el 54% de los vehículos del mundo. El continente africano figura como la región con la tasa más elevada (26,6^0/0000) del planeta, mientras que Europa presenta la más baja (9,3^0/0000). Entre tanto, las Américas se posicionan como el penúltimo continente con un indicador del 15,9^0/0000.

Al comparar a la República Bolivariana de Venezuela con las cifras del mundo y del continente americano, resulta que la tasa en cuestión del país (el 23,6^0/0000 en 2013), según el cálculo hecho en esta investigación con las últimas cifras publicadas por el MPPS, es 1,4 veces la del planeta, vale decir, aproximadamente un 36% superior a esta última. Asimismo, se encuentra muy cerca de la de África (a menos del 3^0/0000), es un 154% superior a la de Europa y un 48% más elevada que la de América.

Es importante resaltar que la OMS (2017), en su publicación World Health Statistics, 2017: Monitoring Health for the SDGs, muestra dentro de la categoría de lesiones y muertes por accidentes de transporte terrestre las tasas estimadas por esta causa de todos los países miembros de la Organización que suministraron información correspondiente a 2013. Según estas estimaciones, la República Bolivariana de Venezuela presenta la tasa más elevada del mundo (el 45,1^0/0000). En segunda y tercera posición le siguen Tailandia y Malawi, con el 36,2^0/0000 y el 35^0/0000 respectivamente. Con estos últimos resultados comparativos, llama poderosamente la atención que la tasa estimada por la OMS sea un 89% superior (o sea, 1,8 veces) a la calculada con cifras del MPPS de Venezuela. Se trata de una situación interesante que ameritaría un trabajo de investigación particular que va más allá de los objetivos de esta indagación.

C. Consideraciones finales

A pesar de las limitaciones en cuanto a la disponibilidad y homogeneidad (temporal, conceptual y de criterios) de las estadísticas publicadas en la República Bolivariana de Venezuela en la materia objeto de estudio, el empleo de las que se encuentran disponibles y el cálculo de indicadores a través de su uso permite afirmar que el aumento de las tasas de mortalidad por accidentes de transporte terrestre (años cincuenta, sesenta y setenta, así como las dos primeras décadas del siglo XXI) se debió a la expansión del parque automotor del país, asociado a épocas de relativo crecimiento económico y a las cifras referentes a los factores de riesgo principales. Ello dio lugar a una más alta probabilidad de ocurrencia de accidentes de transporte terrestre y a una mayor exposición de las personas a verse involucrados en ellos y mayor frecuencia de personas lesionadas o fallecidas por estos siniestros.

Como segunda hipótesis explicativa relacionada con la anterior, se considera que la falta de rigurosidad en la aplicación de la ley de tránsito terrestre y de su reglamento por parte de las autoridades competentes genera un clima permanente de anarquía en las arterias viales, lo que da lugar a situaciones detonantes de accidentes de transporte terrestre (imprudencia, impericia, exceso de velocidad, embriaguez e incumplimiento de las señales de tránsito, entre otras situaciones).

Esta hipótesis se fundamenta en que resulta muy evidente la anarquía que impera en las múltiples vías de la República Bolivariana de Venezuela, situación que es notoria a la hora de transitar por ellas (como peatón, pasajero o conductor de vehículo). Esto es el reflejo de la falta de atención por parte del Estado a través de sus instituciones competentes en la materia a la hora de generar una verdadera cultura de la seguridad vial.

Si bien es cierto que en distintos países se ha demostrado a través de investigaciones —por ejemplo, en España (ITF, 2012) o en Brasil (Bertho y Módenes, 2012)— que políticas públicas de seguridad vial bien diseñadas y puestas en práctica pueden disminuir considerablemente las muertes por accidentes de transporte terrestre, también es muy cierto que la falta de rigurosidad en la aplicación de estas y del articulado plasmado en leyes y reglamentos de tránsito terrestre (o sus distintas denominaciones según el país) pueden ocasionar todo lo contrario.

La OMS (2015) añade que, en los últimos años, 17 países se han esforzado por modificar las leyes relativas a los principales factores de riesgo que afectan la seguridad vial (la velocidad, la conducción bajo los efectos del alcohol, el uso del casco al conducir motocicletas, el uso del cinturón de seguridad y el uso de sistemas de retención infantil) a fin de que se ajusten a las mejores prácticas. Además, señala que ha quedado demostrado que los cambios más positivos en el comportamiento de los usuarios de las vías de tránsito terrestre se producen cuando la legislación sobre seguridad vial va acompañada de una aplicación firme y constante de la ley y de campañas de sensibilización pública.

Por otra parte, no cabe duda de que el aumento progresivo del número de motocicletas circulantes en el país, motivado por la creciente oferta de estos vehículos a precios asequibles para la población y sumado a distintos factores de riesgo, como lo reseña la OMS, incidió considerablemente en el incremento de las tasas por accidentes de transporte terrestre en el país a partir de 2005.

Desde el punto de vista del sexo, la edad y el cruce de ambas categorías, la mortalidad resultó ser muy diferente. Es así como no solo la sobremortalidad masculina se hace presente en los siniestros viales, sino que se está incrementando, con tendencia a continuar ampliándose las diferencias en las tasas según el sexo. En cuanto a la edad, el mayor número de decesos y elevadas tasas se encuentran entre los adultos jóvenes (de 15 a 29 años) y los adultos (de 30 a 44 años). Tras hacer el cruce de la edad y el sexo, quedó de manifiesto que los más propensos a fallecer son los hombres adultos jóvenes de entre 15 y 29 años de edad, seguidos de los de 30 a 44 años.

Las razones que probablemente más inciden y explican el por qué fallecen más hombres que mujeres y en el grupo de edad de adultos jóvenes estriba en que, en primer lugar, existe un mayor número de personas del sexo masculino que conducen vehículos de motor; en segundo lugar, y como consecuencia de lo anterior, son los varones los que cometen más imprudencias al volante, incumplen las señales de tránsito y conducen en estado de ebriedad, entre otras situaciones; y por último, cuando son jóvenes, los conductores tienden a poseer poca experiencia y mostrar poca cautela al manejar, a resistirse a usar el cinturón de seguridad u otro tipo de medida de protección (cascos, guantes o lentes protectores adecuados, en el caso de los motociclistas) y a utilizar con frecuencia el teléfono celular mientras conducen.

Las estimaciones hechas para 2017 señalan que la tasa de mortalidad por accidentes de transporte terrestre continuará incrementándose y se ampliarán las diferencias entre las tasas según el sexo, consolidándose los accidentes de todo tipo como una de las cinco principales causas de muerte de los venezolanos. Entre los accidentes en general, los accidentes de tráfico de vehículo de motor son el tipo de siniestro que se cobra mayor número de vidas de esa amplia categoría.

A modo de cierre, es perentorio que comiencen a efectuarse cambios en el diseño y la ejecución de políticas coherentes y pertinentes en temas de seguridad vial a fin de reducir el número de heridos y muertos en las vías por esta causa. Además, las autoridades competentes deben hacer cumplir la ley y el reglamento de tránsito terrestre antes de que los accidentes de tráfico terrestre en la República Bolivariana de Venezuela, además de continuar ocasionando pérdidas humanas irreparables, heridos y pérdidas materiales, se conviertan en un problema de salud pública más complejo que el actual.

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[1] Geógrafo, Magister en Ordenación del Territorio y Ambiente, especialista en Análisis Demográfico; Profesor e Investigador adscrito a la Escuela de Geografía y el Instituto de Geografía y Conservación de los Recursos Naturales, Facultad de Ciencias Forestales y Ambientales, Universidad de Los Andes, República Bolivariana de Venezuela; Investigador del Laboratorio de Ciencias Sociales (LACSO) y Coordinador del Observatorio Venezolano de Violencia de Mérida (OVV Mérida). Correo electrónico: paezgustavo@ula.ve.

Artículo 7

Revisión de los niveles de fecundidad estimados mediante la técnica p/f de Brass en el Brasil y sus macrorregiones, 1980, 1991 y 2000[1]

Denise Helena França Marques[2]

José Alberto Magno de Carvalho[3]

Recibido: 07/06/2018

Aceptado: 31/07/2018

Resumen

A diferencia de lo que sucedió en el Brasil en la primera década del siglo XXI, cuando la tasa declarada de fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años de edad descendió en torno a un 30%, la fecundidad adolescente presentó un crecimiento sostenido entre 1970 y 2000. Esto podría comprometer el uso de la técnica tradicional P/F de Brass para corregir el error de período de referencia de los datos en la declaración de la fecundidad corriente. El presente trabajo tiene por objetivo plantear una alternativa que minimice el impacto que el crecimiento de las tasas específicas de fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años en el Brasil y sus macrorregiones entre 1970 y 2000 tiene en las estimaciones de la función de fecundidad calculadas por medio de la técnica tradicional P/F de Brass. También se pretende valorar los probables errores relativos existentes en las tasas de fecundidad total (TFT) estimadas como consecuencia del incremento de la fecundidad adolescente. Los resultados muestran que el error por defecto en las estimaciones de las tasas de fecundidad total sería mínimo y obedecería al lento crecimiento de la fecundidad adolescente.

Palabras clave: Revisión, técnica P/F de Brass, fecundidad adolescente, Brasil, macrorregiones.

Abstract

In Brazil in the first decade of the twenty-first century, the official fertility rate of women aged between 15 and 19 years fell by around 30%, breaking the trend of a steadily increasing adolescent fertility rate seen between 1970 and 2000. This could make it difficult to use the traditional Brass P/F ratio method to correct the reference period error for the current fertility rate data. This article seeks to develop an alternative that minimizes the impact that growth in the fertility rates of women aged between 15 and 19 in Brazil and in its macroregions between 1970 and 2000 has on the fertility function estimates calculated using the Brass P/F ratio method. It also assesses the probable relative errors in the total fertility rate (TFR) estimated on the basis of increasing adolescent fertility rates. The results show that the default error in the TFR estimates would be minimal and in line with the slow growth in adolescent fertility rates.

Keywords: Review, Brass P/F method, adolescent fertility, Brazil, macroregions.

Résumé

Contrairement à l’évolution observée au Brésil au cours de la première décennie du vingt-et-unième siècle, qui est marquée par une baisse d’environ 30 pour cent du taux de fécondité déclaré des femmes âgées de 15 à 19 ans, la fécondité des adolescentes a connu une croissance régulière entre 1970 et 2000. Cette situation pourrait compromettre l’utilisation de la technique traditionnelle de P/F de Brass pour corriger l’erreur de période de référence des données dans la déclaration de fertilité actuelle. L’objectif de cet article est de proposer une alternative qui minimise les incidences de la croissance des taux de fécondité spécifiques des femmes âgées de 15 à 19 ans au Brésil et dans ses macrorégions entre 1970 et 2000 sur les estimations de la fonction de fécondité calculées avec la méthode P/F classique de Brass. Le but est également d’évaluer les erreurs relatives probables qui existent dans les taux de fécondité totaux (TFT) estimés sur la base de l’augmentation de la fécondité des adolescents. Les résultats montrent que l’erreur par défaut dans les estimations des taux de fécondité totale serait minime et qu’elle serait imputable à la lente croissance de la fécondité des adolescents.

Mots clés: Revue, Technique P/F de Brass, fertilité des adolescents, Brésil, macro-régions.

Introducción

La fecundidad es un parámetro de fundamental importancia para conocer la dinámica demográfica de una población. Junto con la mortalidad y la migración, determina el ritmo de crecimiento de la población y su composición por edades, así como las futuras implicaciones en lo referente a las relaciones intergeneracionales. Pese a los avances en la calidad de la información, en muchos países en desarrollo (o regiones dentro de un determinado país) sigue existiendo un déficit en los registros de estadísticas vitales que hace necesaria la utilización de técnicas indirectas de estimación de niveles de fecundidad para poder obtener resultados sólidos.

La técnica P/F de Brass es una de esas técnicas indirectas. A través del cociente entre el número de partos (Pi) y la fecundidad acumulada (Fi) en un grupo de edad adecuado de mujeres[4], el método genera estimaciones de tasas específicas de fecundidad (TEFi o fi) al corregir el error de período de referencia de los datos declarados de fecundidad corriente (TEF*i o f*i) (Brass y Coale, 1973).

Incluso en países o regiones con un buen sistema de registro de nacimientos, esta técnica sigue resultando muy útil para estimar la fecundidad de subgrupos de población a partir de datos censales cuando los registros de nacimientos, a diferencia de los censos, no incluyen información que permita identificar subgrupos de interés.

Una de las condiciones que apunta Brass para la aplicación de esta técnica es la constancia de la fecundidad en el período reciente, algo que no se viene observando en numerosos países en desarrollo desde hace mucho tiempo. En el caso del Brasil, el declive sostenido de la fecundidad se inició en los años sesenta, cuando la tasa de fecundidad total se situaba en torno al 6,3, tras lo cual pasó a un 5,8 en el lustro 1965-1970 y después a un 2,7 en el período 1986-1991 (Berquó y Cavenaghi, 2004). Pese a la importante caída del nivel de la fecundidad en el período 1970-2000, se siguió utilizando la técnica de Brass para estimar los niveles de fecundidad del país puesto que, en contra de lo que Brass anunció inicialmente, solo la variación de la fecundidad adolescente (15-19 años) puede afectar negativamente las estimaciones si se usa el cociente P_2/F_2 para corregir el error de período de referencia, de mantenerse la presunción de no selectividad del error del período de referencia (Carvalho, Gonçalves y Silva, 2018). En comparación con los demás grupos de edad, entre 1980 y 2000 se produjo un aumento sostenido de la fecundidad adolescente. A comienzos de la década de 1980, Carvalho (1982) preveía que ese aumento sería bastante lento y no debería distorsionar de manera significativa la estimación del error de período de referencia en caso de usar a tal efecto el cociente P_2/F_2. La técnica siguió aplicándose en el Brasil en los datos de los últimos censos demográficos.

Sin embargo, Castanheira y Kohler (2015) y Carvalho, Gonçalves y Silva (2018), al comprobar que entre 2000 y 2010 se produjo una caída acentuada de las tasas específicas de fecundidad declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años ( f_1* o 5TEF_15* )[5] concluyeron que ello comprometería el uso de la técnica tradicional P/F de Brass para ajustar la fecundidad corriente declarada en el censo demográfico de 2010, ya que se infravaloraría notablemente la estimación de la fecundidad corriente acumulada hasta los 20-24 años (F_2) como experiencia de este grupo de edad. Por consiguiente, se estaría sobrevalorando significativamente el factor de ajuste de la fecundidad declarada (P_2/F_2). Así pues, Carvalho, Gonçalves y Silva (2018) propusieron para el caso concreto del censo demográfico de 2010 una solución alternativa a la técnica tradicional P/F de Brass y obtuvieron valores para las tasas de fecundidad total del Brasil inferiores a los estimados por medio de la técnica tradicional (1,76 en lugar de 1,91). Cabe destacar que, a pesar de haber empleado técnicas diferentes, los resultados de los trabajos de Castanheira y Kohler (2015) y los de Carvalho, Gonçalves y Silva (2018) presentan muchas semejanzas: ambos sitúan el nuevo valor de la tasa de fecundidad total del Brasil en torno a 1,76[6].

Ante las conclusiones obtenidas sobre el impacto negativo y significativo del descenso de la fecundidad adolescente en las estimaciones de la función de fecundidad por medio de una aplicación tradicional de la técnica P/F de Brass a partir de los datos del censo demográfico de 2010, se plantea recurrentemente la siguiente pregunta: ¿no habría causado también errores significativos en las estimaciones de fecundidad, pero en sentido contrario, el aumento de la fecundidad adolescente que se produjo entre 1970 y 2010?

El objeto del presente trabajo es, en primer lugar, presentar una alternativa que minimice el impacto que el crecimiento de las tasas específicas de fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años de edad en el Brasil entre 1970 y 2000 tiene sobre las estimaciones de la función de fecundidad calculadas por medio de la técnica tradicional P/F de Brass. En segundo lugar, se pretende estimar los probables errores relativos introducidos en las estimaciones como consecuencia del incremento de la fecundidad adolescente. Para alcanzar tales objetivos se utilizaron los datos de los censos demográficos brasileños de 1980, 1991 y 2000 y se estimaron nuevos valores de f_1 referentes a las mujeres entre 20 y 24 años en los censos de 1991 y 2000, cuando tenían entre 15 y 19 años.

A. Incumplimiento del supuesto de fecundidad constante en el Brasil: alternativas para estimar la fecundidad

La técnica de estimación de la fecundidad formulada por William Brass (Brass y Coale, 1973) ajusta el nivel de las tasas específicas de fecundidad derivadas del número de nacidos vivos en los últimos doce meses (fecundidad corriente) declarados en censos o encuestas, al nivel de fecundidad indicado por el número medio de partos (medida de la cohorte) de las mujeres de los grupos de edad entre 20 y 24 años y entre 25 y 29 años. Brass parte de dos supuestos para la aplicación de su técnica: i) error de período de referencia en f_1* , no selectivo en relación con la edad de las madres, y ii) presencia de error de memoria en Pi solo en la declaración de las mujeres de más edad, es decir, a partir de los 25 o 30 años.

Puesto que la información sobre la fecundidad corriente se refiere al período de los doce meses anteriores a la fecha del censo o de la encuesta de muestreo, puede estar distorsionada por la percepción errónea de la entrevistada sobre la extensión del período de referencia, de modo que los nacimientos podrían corresponder a un período cuya extensión media puede ser superior o inferior a un año. La información relativa al número de partos puede quedar comprometida por el llamado error de memoria, dado que, a medida que las mujeres avanzan en edad, se olvidan más el número de hijos nacidos vivos en el pasado, sobre todo en caso de fecundidad elevada y/o de alta mortalidad infantil y juvenil[7].

Para poder aplicar esta técnica indirecta deben cumplirse algunas condiciones en la población: i) fecundidad constante en el período reciente; ii) población cerrada a la migración (en caso contrario, no debe producirse selectividad en relación con las mujeres en edad reproductiva que entran o salen de la población), y iii) no selectividad de la mortalidad de las mujeres en relación con su fecundidad, es decir, se considera que las mujeres que hayan fallecido tuvieron hasta ese momento la misma fecundidad que las supervivientes (Carvalho, 1982). Aun así, es posible aplicar la técnica de Brass en poblaciones que todavía no reúnan plenamente las anteriores condiciones, como es el caso de la población brasileña entre 1970 y 2000.

Según Carvalho (1982), la selectividad de la mortalidad de las mujeres en relación con su fecundidad ocurre debido no tanto a la mayor o menor fecundidad en sí, sino principalmente a las diferencias de mortalidad por grupos sociales, los cuales suelen presentar niveles de fecundidad significativamente distintos. No obstante, si el grupo de control fuera el grupo entre 20 y 24 años, el error procedente de estos diferenciales de mortalidad en la razón P_2/F_2 sería probablemente desdeñable, ya que: i) la acumulación de la fecundidad corriente se lleva a cabo en un intervalo pequeño; y ii) pese a los diferenciales de mortalidad que se han mencionado, el nivel de mortalidad femenina es muy bajo entre el inicio del período reproductivo y los 22,5 años.

Si la población estudiada no estuviera cerrada a los movimientos migratorios se produciría una distorsión importante en el cociente P_2/F_2 solo con que la tasa de inmigración (emigración) femenina en el segundo grupo de edad (entre 20 y 24 años) fuera muy elevada, al contrario que la del grupo de edad anterior (entre 15 y 19 años), y si esta población que entra (sale) presentara una fecundidad muy distinta a la del grupo que la recibe (pierde). En tal caso, el impacto sobre P_2 sería mayor que sobre F_2, lo que llevaría a una distorsión en P_2/F_2 en tanto que estimador del error de período de referencia. Es poco probable que se dé una situación así, salvo en el caso de poblaciones muy pequeñas o que experimenten desplazamientos masivos de personas.

Por último, si la fecundidad de la población observada se estuviera reduciendo de manera generalizada, las distorsiones en P_2/F_2 como estimador del error de período de referencia no deberían ser muy significativas, puesto que el valor de f_1* (tasa específica de fecundidad declarada del grupo de edad de entre 15 y 19 años), tomado de la experiencia corriente de las mujeres de entre 15 y 19 años como si correspondiera a la experiencia de las mujeres de entre 20 y 24 años cuando tenían entre 15 y 19 años, es muy pequeño y, en general, en un proceso de caída de la fecundidad, tal declive se produce en proporciones menores al inicio de la vida reproductiva.

En resumen, las tres condiciones solo son necesarias para que el cociente P/F constituya un buen estimador del verdadero error de período de referencia en relación con el grupo de edad que aportará la estimación del error y con los grupos de edad que lo preceden. Este es otro motivo para emplear la razón P_2/F_2 como estimador del error de período de referencia. Sin embargo, los datos del censo demográfico del Brasil de 2010 pusieron de manifiesto que en la década de 2000 se produjo una caída significativa de la fecundidad en las jóvenes de entre 15 y 19 años, lo que puede incidir de manera importante en las estimaciones basadas en los datos de 2010.

Castanheira y Kohler (2015) consideran que el uso del método P/F de Brass para ajustar las tasas de fecundidad total del Brasil en 2010 genera una sobreestimación de la tasa en torno al 8%, con consecuencias negativas en la determinación de las poblaciones destinatarias de políticas públicas por medio de proyecciones de población.

A fin de minimizar el efecto de la acentuada caída de la fecundidad en el Brasil en mujeres de entre 15 y 19 años en las estimaciones de fecundidad basadas en los datos del censo de 2010, Carvalho, Gonçalves y Silva (2018) muestran por su parte que, al aplicar la técnica P/F de Brass, el problema se limita a cuál f_1* usar a la hora de calcular F2. Debería corresponder a la fecundidad adolescente, de cinco años antes, de las mujeres que tenían entre 20 y 24 años en el censo de 2010. Esta f_1* , de 2005, sería un promedio ponderado de las f_1* declaradas en los censos de 2000 y 2010. Sin embargo, los pares de pesos variarían de una región a otra o de un estado a otro, puesto que el inicio y el ritmo de caída de la fecundidad adolescente durante la primera década del siglo XXI se presentaron en diferentes momentos y a distintas velocidades; esto se pudo inferir al examinar los datos anuales de las Encuestas Nacionales de Hogares (PNAD) de la década en cuestión. Tras varios intentos, los autores llegaron a la conclusión de que la mejor alternativa para corregir el nivel de la fecundidad corriente declarada en 2010 en las regiones y los estados sería adoptar el mismo P_2/F_2 calculado con los datos del censo de 2000.

Teniendo en cuenta las conclusiones sobre la inadecuación de aplicar de manera tradicional la técnica de fecundidad de Brass a los datos del censo de 2010 debido al significativo descenso de la fecundidad adolescente en la pasada década, y puesto que se dispone de tres censos que indican un aumento de dicha fecundidad, se decidió evaluar su impacto sobre las estimaciones presentadas hasta ahora, basadas en los datos de los censos de 1980 a 2000.

B. Propuesta de adaptación de la técnica tradicional de Brass al caso del Brasil entre 1980 y 2000

A diferencia de lo que sucedió en la década de 2000, cuando se produjo una acentuada caída de la fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años que, como se ha comprobado, comprometió las estimaciones realizadas mediante la técnica tradicional P/F de Brass (Carvalho, Gonçalves y Silva, 2018), en las décadas anteriores a 2000 se produjo un crecimiento de las tasas de fecundidad de este grupo, probablemente a partir de 1970. En el gráfico 1 se aprecia la evolución de las tasas específicas de fecundidad declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años en el Brasil y sus macrorregiones en los censos de 1970, 1980, 1991 y 2000. En el cuadro 1 se muestra su variación relativa.

Gráfico 1

Brasil y sus megarregiones: evolución de las tasas específicas de fecundidad (TEF) declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años, 1970-2000

Fuente: Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censos demográficos de 1980, 1991 y 2000.

La variación positiva de las f_1* declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años entre los años censales de 1980 a 2000 refleja sin lugar a dudas el aumento de la fecundidad de dichas mujeres en los períodos en cuestión. Pese a la presencia del error de período de referencia, cabe suponer que este se mantuvo aproximadamente constante a lo largo del período. En los años noventa la variación relativa en el país fue algo menor que en la década anterior y se mantuvo un gran contraste entre las regiones. Llama la atención que sean casi iguales las f_1* declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años en las regiones Sur y Centro-Oeste en 1991 y 2000. Es probable que en estas regiones se siguiera produciendo un aumento de la fecundidad adolescente en buena parte de la última década del siglo pasado seguido de un descenso al final de la misma, algo que en las demás regiones sucedió en la década siguiente (Carvalho, Gonçalves y Silva, 2018). Cabe destacar la gran diferencia entre las tasas específicas de fecundidad declaradas de 1970 y 1980, que se explica sin duda en gran medida por el cambio a partir del censo de 1980 de la pregunta censal, que pasó del número de nacidos vivos en los 12 meses anteriores en la fecha de referencia del censo a la fecha de nacimiento del último hijo nacido vivo[8]. De hecho, esta es la razón por la que en el presente trabajo no se han tomado en consideración los datos declarados de fecundidad adolescente de 1970.

Cuadro 1

Brasil y sus megarregiones: variación relativa de las tasas específicas de fecundidad (TEF) declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años, 1970-2000

(En porcentajes)

Regiones

1970/1980

1980/1991

1991/2000

Brasil

24,4

11,7

9,3

Norte

48,4

5,9

6,5

Nordeste

27,6

6,5

18,0

Sudeste

32,1

10,6

6,1

Sur

4,6

18,6

-1,2

Centro-Oeste

10,8

7,4

-0,2

Fuente: Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censos demográficos de 1980, 1991 y 2000.

Nota: Datos de 1970/1980 tomados de Carvalho, Gonçalves y Silva (2018). Datos de 1980/1991 y 1991/2000 calculados por los autores.

El incremento de las tasas específicas de fecundidad del grupo de edad de entre 15 y 19 años entre los años 1980, 1991 y 2000 causó un error en la corrección del nivel de fecundidad mediante la técnica tradicional de Brass, mayor conforme aumentaba la variación positiva de las tasas. Al contrario de lo que ocurrió en 2010, se produjo un error por exceso en F_2 en tanto que indicador de la fecundidad corriente acumulada de las mujeres entre 20 y 24 años, así como un error por defecto en P_2/F_2 en tanto que estimador del error de período de referencia, lo cual llevó a un ajuste de las tasas de fecundidad total para niveles inferiores a los verdaderos. Esto se debe a que se atribuyó a las mujeres entre 20 y 24 años en las fechas de los censos la f_1* declarada en el censo por la cohorte que era entonces adolescente, cuando en realidad habían experimentado una f_1* menor.

Teniendo en cuenta que se produjo un crecimiento sostenido de las tasas específicas de fecundidad del grupo de entre 15 y 19 años entre 1980, 1991 y 2000, se obtiene una mejor estimación del error de período de referencia si al aplicar la técnica se sustituye en F_2 la f_1* declarada por las jóvenes de entre 15 y 19 años en la fecha del censo por una f_1* estimada para cinco años antes de la fecha del censo. Esa sí que correspondería con la experiencia previa de las mujeres de entre 20 y 24 años en la fecha del censo. Suponiendo que el error de período de referencia se haya mantenido constante en 1980, 1991 y 2000, se adoptó como f_1* estimada referente a las mujeres entre 20 y 24 años en los censos de 1991 y 2000 la combinación lineal de las f_1* de los censos de 1980 y 1991 y de los censos de 1991 y 2000, respectivamente, donde los pesos vienen dados por el inverso de la distancia entre el año correspondiente a un lustro previo al censo y cada uno de los años censales adyacentes (sistema de ecuaciones 1).

(1)

f_1* t-5 es la tasa específica de fecundidad estimada, incluido el error de período de referencia entre 15 y 19 años de las mujeres de entre 20 y 24 años en el año censal t; f_1* t es la tasa específica de fecundidad declarada de las mujeres de entre 15 y 19 años en el censo del año t; f_1* t-n es la tasa específica de fecundidad declarada de las mujeres de entre 15 y 19 años en el censo del año t-n; n es el intervalo intercensal.

Para estimar f_1* 1975 se utilizó una extrapolación lineal sencilla sobre la base de la f_1* declarada de las mujeres de entre 15 y 19 años en 1980, así como una tasa f_1* estimada de 1986. No se usó la f_1* declarada de 1970 para estimar la f_1* de 1975 porque el error de período de referencia de 1970 fue sin duda significativamente mayor que el relativo a 1980, como consecuencia de la pregunta censal adoptada en 1970.

C. Resultados y discusiones

El cuadro 2 muestra las tasas específicas de fecundidad declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años en el Brasil y sus macrorregiones en los censos demográficos de 1980, 1991 y 2000, así como las tasas específicas de fecundidad estimadas para cinco años antes, correspondientes a las cohortes de entre 20 y 24 años en la fecha del censo. De forma general, se comprueba que las tasas específicas de fecundidad estimadas para cinco años antes de la fecha censal son ligeramente inferiores a las declaradas, referentes a 12 meses antes del censo, a excepción de las regiones Sur y Centro-Oeste en 2000, que presentan valores prácticamente iguales.

Cuadro 2

Brasil y sus megarregiones: tasas específicas de fecundidad declaradas de las mujeres de entre 15 y 19 años, tasas estimadas para cinco años antes de la fecha del censo y diferencia relativa, 1980, 1991 y 2000

Regiones

1980

1991

2000

Tasas declaradas

Tasas estimadasa

Diferencia relativa entre tasas estimadas y tasas declaradas

(en porcentajes)

Tasas declaradas

Tasas estimadasa

Diferencia relativa entre tasas estimadas y tasas declaradas

(en porcentajes)

Tasas declaradas

Tasas estimadasa

Diferencia relativa entre tasas estimadas y tasas declaradas

(en porcentajes)

Brasil

0,058

0,055

-5,3

0,065

0,062

-4,8

0,071

0,068

-3,8

Norte

0,094

0,092

-2,7

0,100

0,097

-2,5

0,106

0,103

-2,7

Nordeste

0,063

0,061

-2,9

0,067

0,065

-2,8

0,079

0,074

-6,8

Sudeste

0,050

0,048

-4,8

0,055

0,053

-4,3

0,059

0,057

-2,6

Sur

0,054

0,050

-8,5

0,064

0,060

-7,1

0,063

0,064

0,5

Centro-Oeste

0,074

0,071

-3,4

0,079

0,077

-3,1

0,079

0,079

0,1

Fuente: Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censos demográficos de 1980, 1991 y 2000.

a Tasas estimadas para cinco años antes de la fecha de referencia del censo.

En el Brasil en su conjunto, las tasas específicas de fecundidad estimadas para cinco años antes del grupo de edad de entre 15 y 19 años son 5,3%, 4,8% y 3,8% inferiores a las declaradas para los 12 meses anteriores a la fecha de referencia del censo en los años 1980, 1991 y 2000, respectivamente. Entre las macrorregiones, las mayores diferencias se apreciaron en la región Sur en 1980 y 1991, con un 8,5% y un 7,1% respectivamente, así como en la región Nordeste en 2000, con unas tasas específicas de fecundidad estimadas un 6,8% menores que las declaradas.

Al adoptar las f_1* estimadas para cinco años antes de la fecha del censo en la aplicación de la técnica P/F de Brass, los nuevos valores de P_2/F_2[9] en tanto que estimadores del error de período de referencia y, por consiguiente, las nuevas estimaciones de las tasas específicas de fecundidad, son mayores que las generadas aplicando la técnica de manera tradicional, con la excepción de las regiones Sur y Centro-Oeste en el censo de 2000.

Los valores ajustados de P_2/F_2, así como los valores antiguos y las nuevas estimaciones de las tasas de fecundidad total, se presentan respectivamente en los cuadros 3 y 4. Habida cuenta de las pequeñas variaciones en los valores estimados de f_1* , resulta obvio que los cambios tanto en P_2/F_2 como en las nuevas tasas de fecundidad total estimadas deberían ser igualmente pequeños.

Cuadro 3

Brasil y sus megarregiones: valores de P2/F2 calculados mediante la técnica tradicional de Brass y mediante la técnica ajustada, 1980, 1991 y 2000

Regiones

1980

1991

2000

Brass tradicional

Brass ajustada

Brass tradicional

Brass ajustada

Brass tradicional

Brass ajustada

Brasil

1,115

1,137

1,117

1,140

1,105

1,126

Norte

1,139

1,151

1,180

1,194

1,151

1,167

Nordeste

1,186

1,199

1,207

1,221

1,125

1,163

Sudeste

1,069

1,087

1,069

1,089

1,084

1,098

Sur

1,110

1,145

1,042

1,077

1,091

1,088

Centro-Oeste

1,127

1,141

1,099

1,114

1,131

1,130

Fuente: Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censos demográficos de 1980, 1991 y 2000.

Cuadro 4

Brasil y sus regiones: tasas de fecundidad total estimadas mediante la técnica tradicional de Brass y mediante la técnica de Brass ajustada y diferencia relativa, 1980, 1991 y 2000

Regiones

1980

1991

2000

Brass tradicional

Brass ajustada

Diferencia relativa

(en porcentajes)

Brass tradicional

Brass ajustada

Diferencia relativa

(en porcentajes)

Brass tradicional

Brass ajustada

Variación

relativa

(en porcentajes)

Brasil

4,33

4,42

2,0

2,87

2,93

2,1

2,37

2,42

1,91

Norte

6,43

6,50

1,1

4,21

4,26

1,2

3,18

3,23

1,41

Nordeste

6,11

6,17

1,0

3,75

3,79

1,2

2,69

2,78

3,46

Sudeste

3,44

3,50

1,7

2,35

2,39

1,9

2,10

2,13

1,29

Sur

3,62

3,74

3,2

2,52

2,61

3,3

2,24

2,23

-0,23

Centro-Oeste

4,50

4,56

1,3

2,71

2,75

1,4

2,27

2,26

-0,07

Fuente: Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censos demográficos de 1980, 1991 y 2000.

En el cuadro 4 se observa que las nuevas estimaciones de las tasas de fecundidad total del Brasil en su conjunto se sitúan en torno a un 2,0% por encima de las obtenidas mediante el procedimiento tradicional de aplicación de la técnica. Como era de esperar, se constatan contrastes regionales en los tres períodos, destacando la región Sur, cuyo nivel de fecundidad, que hasta ese momento se estimaba, debería reajustarse en torno al 3,2% en 1980 y al 3,3% en 1991. Del mismo modo, en el caso de la región Nordeste debería ajustarse en un 3,5% en 2000. También se comprueba una pequeña diferencia negativa entre las tasas de fecundidad total de las regiones Sur y Centro-Oeste en el año 2000. Esto se debe a que las tasas específicas de fecundidad adolescentes ya habían dejado de presentar una tendencia al alza, al menos al final del segundo lustro de la década.

D. Consideraciones finales

Desde 1970 los datos censales brasileños hacen posible estimar de manera indirecta la fecundidad del país mediante la técnica P/F de Brass a partir de la información sobre el número de partos y la fecundidad corriente. En principio, la técnica P/F de Brass corrige el error de período de referencia de los datos en la declaración de la fecundidad corriente, al generar estimaciones que coinciden con la realidad. Una de las condiciones para el funcionamiento correcto de la técnica es que la fecundidad se mantenga constante entre las adolescentes (15-19 años), una característica que hace mucho tiempo que no se observa en el Brasil. A pesar de ello, se siguió aplicando la técnica de Brass para estimar la función de fecundidad y, por consiguiente, la tasa de fecundidad total del Brasil y sus regiones, asumiendo que la variación de la fecundidad adolescente sería muy pequeña por la presunción de no selectividad del error de período de referencia (Carvalho, 1982).

La divulgación de los datos censales de 2010 suscitó dudas sobre la solidez de la técnica P/F de Brass para corregir el error de período de referencia de la fecundidad en el Brasil, habida cuenta del importante aumento (no plausible) del factor de ajuste (P_2/F_2) en relación con los censos anteriores (Carvalho, Gonçalves y Silva, 2018). Este aumento se debió a la acentuada caída de la fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años, lo cual provocó un error por defecto no desdeñable en la fecundidad corriente acumulada hasta el grupo de edad entre 20 y 24 años (F_2) en tanto que estimador de la fecundidad experimentada por la cohorte de entre 20 y 24 años. Por consiguiente, se había sobreestimado el nivel de fecundidad del país algo que, de no ser correctamente diagnosticado, podría llegar a ocasionar distorsiones graves en las proyecciones de población (Castanheira y Kohler, 2015).

A diferencia de lo que sucedió en la década de 2000, entre 1970 y 2000 la tasa de fecundidad de las mujeres de entre 15 y 19 años aumentó. En teoría, ello podría comprometer también el uso de la técnica tradicional P/F de Brass para corregir el error de período de referencia de los datos en la declaración de la fecundidad corriente. En este caso el error sería por defecto, con una subestimación del factor de ajuste (P_2/F_2). El trabajo que aquí se presenta muestra que el error por defecto en las estimaciones de las tasas de fecundidad total del Brasil y sus macrorregiones basadas en los datos censales de 1980, 1991 y 2000 fue muy pequeño y se debió al aumento lento aunque sostenido de la fecundidad adolescente en el mismo período, lo cual corrobora las previsiones de Carvalho (1982).

Cabe destacar que en el presente trabajo los nuevos valores de P_2/F_2 se calcularon a través del procedimiento alternativo para corregir el error de período de referencia de la fecundidad del Brasil y sus grandes regiones, usando la tasa específica adolescente (f_1*) estimada para cinco años antes de la fecha del censo, en lugar de la propia fecha del censo. Queda pendiente de evaluación el empleo de la alternativa propuesta en el presente trabajo en unidades geográficas más desagregadas o en otros subgrupos de población a partir del comportamiento de la fecundidad de las adolescentes durante el lustro anterior a las entrevistas censales.

Bibliografía

Brass, W. y A. J. Coale (1973), “Methods of Analysis and Estimation”, The Demography of Tropical Africa, W. Brass y otros (ed.), Princeton, Princeton University Press.

Berquó, E. y S. Cavenaghi (2004), “Mapeamento sócio-econômico e demográfico dos regimes de fecundidade no Brasil e sua variação entre 1991 e 2000”, documento presentado en el XIV Encuentro Nacional de Estudios Poblacionales, Caxambu, 20 a 24 de septiembre [en línea]http://www.faed.udesc.br/arquivos/id_submenu/1416/berquoecavenaghiabep2004_471.pdf.

Carvalho, J. (1982), “Aplicabilidade da técnica de fecundidade de Brass quando a fecundidade está declinando ou quando a população não é fechada”, documento presentado en el III Encuentro Nacional de Estudios Poblacionales [en línea] http://www.abep.nepo.unicamp.br/docs/anais/pdf/1982/T82V1A088.pdf.

Carvalho, J., G. Gonçalves y L. Silva (2018) “Aplicação da técnica P/F de Brass em um contexto de rápida queda da fecundidade adolescente”, Rebep, vol. 35, N˚ 3.

Castanheira, H. y H. P. Kohler (2015), “It is lower than you think it is: recent total fertility rates in Brazil and possibly other Latin American countries”, PSC Working Paper Series, N˚ 63 [en línea] http://repository.upenn.edu/psc_working_papers/63.

IBGE (Instituto Brasileño de Geografía y Estadística) (2010), Microdados dos Censos Demográficos de 2010 [en línea] https://ww2.ibge.gov.br/home/estatistica/populacao/censo2010/resultados_gerais_amostra/resultados_gerais_amostra_tab_uf_microdados.shtm.

____(2000), Microdados dos Censos Demográficos de 2000 [en línea] https://ww2.ibge.gov.br/home/estatistica/populacao/censo2000/default_microdados.shtm.

____(1991), Microdados dos Censos Demográficos de 1991 [CD-ROOM].

____(1980), Microdados dos Censos Demográficos de 1980 [CD-ROOM].

[1] Los autores agradecen a la Fundación para la Defensa de las Investigaciones del Estado de Minas Gerais (FAMEPIG) por el apoyo financiero prestado, así como a la profesora Laura Lídia Rodríguez Wong por sus comentarios y sugerencias.

[2] Economista, doctora en Demografía por la Universidad Federal de Minas Gerais e investigadora de la Fundación João Pinheiro. Correo electrónico: denise.maia@fjp.mg.gov.br.

[3] Economista, doctor en Demografía por la Universidad de Londres y profesor titular emérito de la Universidad Federal de Minas Gerais. Correo electrónico: carvalho@cedeplar.ufmg.br.

[4] Al responder a la pregunta sobre el número de hijos nacidos vivos en los 12 meses anteriores a la fecha del censo o entrevista, las mujeres o personas que responden suelen tomar en cuenta un período mayor o menor de lo que se les indica. Por lo general, ese error llamado de período de referencia se da por exceso en las poblaciones africanas y por insuficiencia en las poblaciones latinoamericanas.

[5] El asterisco (*) indica que la tasa específica se basa en la declaración sobre los hijos nacidos vivos en los últimos 12 meses, sujeta pues a error de período de referencia.

[6] Según Castanheira y Kohler (2015), la tasa de fecundidad total para el Brasil en 2010 sería de 1,760 a partir de los datos del Registro Civil, y de 1,761 a partir de los datos del Sistema de Información sobre Nacidos Vivos (SINASC). Carvalho, Gonçalves y Silva (2018), por su parte, al ajustar la tasa de fecundidad total del Brasil llegaron a la conclusión de que el valor medio para el lustro 2005-2010 sería de 1,763.

[7] Pese a que Brass lo denomina “error de memoria”, gran parte de este error se debe probablemente a que, cuanto mayores son las mujeres, mayor es la proporción de familias cuya información es facilitada por terceros y no por la madre o el padre.

[8] El cambio de la pregunta tuvo como consecuencia una importante reducción en el error de período de referencia estimado de la fecundidad corriente declarada a partir del censo demográfico de 1980.

[9] En los cálculos de Fi, usada en los cocientes Pi/Fi, se utilizó la razón P_1/P_2 y no el cociente f_1* / f_2* propuesto originalmente por Brass y Coale (1968) para determinar los ki de los primeros grupos de edad femeninos. El cuadro de los multiplicadores ki se presenta en el anexo de Carvalho, Gonçalves y Silva (2018).

Artículo 8

Análisis de la calidad de la edad

declarada en los censos de población del Uruguay

Mathías Nathan1

Martín Koolhaas[2]

Recibido: 04/07/2018

Aceptado: 22/08/2018

Resumen

El objetivo del presente trabajo es evaluar la calidad de la edad declarada en los censos de Uruguay de 1963, 1975, 1985, 1996, 2004 (conteo poblacional) y 2011. A partir de la aplicación de los índices de Whipple, Myers y Naciones Unidas, se observó un progreso sistemático en la calidad de los datos hasta 1996, un deterioro en 2004 y una mejora sustancial en el censo de 2011, constatándose a su vez la posición destacada del Uruguay en el contexto regional. Mediante la comparación de los resultados entre el cuestionario aplicado con dispositivo electrónico (indagatoria sobre edad cumplida y la fecha de nacimiento) y el implementado en operativos de contingencia (en papel y sin relevar la fecha de nacimiento), se afirma que, sin desconocer el efecto de factores exógenos al censo, la inclusión de la fecha de nacimiento constituyó un factor central para los excelentes registros obtenidos con el censo de 2011.

Palabras clave: edad, fecha de nacimiento, censo de población, dispositivo de captura electrónica, índice de Whipple, índice de Myers, índice de Naciones Unidas

Abstract

This article seeks to evaluate the quality of age data reported in censuses carried out in Uruguay in 1963, 1975, 1985, 1996, 2004 (population count) and 2011. Using Whipple’s and Myers’ indices and the index of the United Nations, the study shows that the quality of the data rose systematically until 1996, deteriorated in 2004 and improved substantially in the 2011 census, while confirming Uruguay’s prominent position in the region. By comparing the results of the survey carried out using an electronic device (with questions on age and date of birth) and the contingency questionnaire (done on paper and without collecting information on date of birth), the study confirms that, without prejudice to the impact of factors exogenous to the census, including the date of birth was a key determinant behind the excellent records obtained with the 2011 census.

Keywords: age, date of birth, population census, electronic data capture device, Whipple’s index, Myers’ index, index of the United Nations.

Résumé

Le présent article a pour objectif d’évaluer la qualité de l’âge déclaré lors des recensements de 1963, 1975, 1985, 1996, 2004 (dénombrement de la population) et 2011 en Uruguay. L’application des indices de Whipple, Myers et des Nations Unies a permis de constater des progrès systématiques dans la qualité des données jusqu’en 1996, une détérioration en 2004 et une amélioration substantielle du recensement de 2011, révélant la situation notable de l’Uruguay dans le contexte régional. La comparaison entre les résultats obtenus à l’aide du questionnaire électronique (enquête sur l’âge et la date de naissance) et ceux obtenus dans le cadre d’opérations de contingence (sur papier et sans indiquer la date de naissance) a fait apparaître que, sans ignorer les facteurs exogènes au recensement, l’inclusion de la date de naissance était un élément central qui explique la qualité du registre obtenu dans le cadre du recensement 2011.

Mots clés: âge, date de naissance, recensement de la population, dispositif de capture électronique, indice de Whipple, indice de Myers, indice des Nations Unies.

Introducción

La edad es una variable básica para toda investigación estadística que tenga como objeto estudiar las características de una población. Además de su importancia como dimensión analítica per se, resulta de gran utilidad para el análisis cruzado con otros atributos individuales, como el estado conyugal, la ocupación, el nivel educativo y el lugar de residencia, por señalar algunos ejemplos. Las estadísticas sobre edad tienen particular relevancia para las estimaciones y proyecciones de población, el análisis de la dinámica demográfica y el impacto de sus componentes sobre el crecimiento y la estructura de la población. Es por ello por lo que la evaluación del nivel de precisión de los datos de edad recogidos en censos, encuestas y registros vitales se ha convertido en una actividad habitual de las oficinas nacionales de estadística.

Los problemas que se presentan frecuentemente en la variable edad vienen siendo abordados desde hace varios años por la literatura demográfica. En materia de censos de población se han identificado básicamente tres tipos de errores: la omisión diferencial de personas por edad, el dato ignorado o perdido, y la mala declaración (Naciones Unidas, 1955). Este último se produce como consecuencia de la manifestación —voluntaria o involuntaria— de una edad incorrecta por parte del informante y suele presentarse de tres formas: la preferencia de dígitos o el redondeo del dígito final en un múltiplo de cinco, el traslado hacia edades mayores o menores, y la preferencia (o rechazo) de una edad específica. Las causas generalmente asociadas a la mala calidad en la declaración de la edad son los errores de cálculo, el desconocimiento de la edad de la persona sobre la cual se informa, el falseo deliberado o la errónea interpretación del sentido de la pregunta (Chackiel y Macció, 1978).

En este sentido, existe un patrón común de declaración imprecisa de la edad en todas las sociedades, aunque su intensidad y características varían en función del país y el año considerado. Más específicamente, se ha constatado que existe una fuerte atracción hacia edades terminadas en 0 y 5, mientras que se registra un rechazo hacia edades con dígitos terminados en 1 y 9, y en menor medida con los terminados en 4 y 6. También se ha documentado la preferencia por ciertas edades (como por ejemplo los 60 años) y la costumbre de ciertos grupos poblacionales consistente en declarar edades mayores o menores a las efectivamente alcanzadas. Asimismo, la preferencia de edades y dígitos se observa de manera más acentuada entre la población femenina y en las personas de edad avanzada (Naciones Unidas, 1955; Del Popolo, 2000; Romero y Freitez, 2008).

La mala declaración de la edad en censos puede generar distorsiones en la estructura por edades de la población y perturbar el cálculo de indicadores sociodemográficos, así como afectar negativamente las estimaciones y proyecciones de población realizadas a partir de los resultados censales. En la medida que se reduzcan a un mínimo los problemas asociados a la declaración de la edad, la información recogida y disponible será de mayor calidad. Una pregunta que resulta pertinente entonces para las oficinas nacionales de estadística es en qué medida pueden refinarse los instrumentos disponibles para poder mejorar la calidad de los datos recolectados en la operativa censal.

El objetivo del presente trabajo consiste en evaluar la calidad de la edad declarada en los censos de población del Uruguay de 1963, 1975, 1985, 1996, 2004 y 2011[3]. Para ello se revisa la distribución de la población por edades simples en cada uno de los censos y se analiza la calidad global de la declaración de la edad mediante la aplicación de los índices de Whipple, Myers y Naciones Unidas. Este trabajo es también una oportunidad para evaluar la calidad de la edad declarada en función de los cambios metodológicos y operativos introducidos por primera vez en el censo de 2011: la indagatoria sobre mes y año de nacimiento en el cuestionario censal y la utilización de dispositivos portátiles de captura de datos. De cara a la ronda censal 2020 y a partir de la revisión de la experiencia uruguaya, se pretende que las oficinas nacionales de estadística de la región puedan contar con un insumo para el debate sobre las ventajas y desventajas de estos y otros posibles cambios metodológicos.

De aquí en adelante, el documento se estructura de la siguiente manera. A continuación, se introduce la metodología a implementar para el análisis de la edad declarada en censos. En segundo lugar, se comentan algunas características de los censos de población del Uruguay y de la región: el tipo de censo, las preguntas utilizadas para investigar la edad y los medios empleados para la recolección de la información. Posteriormente, se presentan los resultados obtenidos a partir de la aplicación de los tres índices entre 1963 y 2011 para el total del país, para luego analizar las diferencias entre las modalidades de recolección en el censo de 2011. El documento se cierra con unas líneas a modo de discusión y conclusiones.

A. Técnicas aplicadas para evaluar la calidad de la edad declarada

Existen dos estrategias comúnmente utilizadas para evaluar la edad declarada en censos y encuestas de población. La más básica consiste en el análisis de la distribución de la población por edades simples, para lo cual se utilizan las pirámides de población. Estas últimas permiten visualizar gráficamente los sobrantes y faltantes de población en función de su estructura por edades, y generalmente exhiben con gran claridad aquellas edades sobrerrepresentadas. Más allá de los instrumentos gráficos, se ha elaborado un conjunto de índices consensuados internacionalmente, entre los cuales se encuentran los de Whipple, Myers y Naciones Unidas. Existen otros índices que son más complejos y refinados pero que, en términos generales, arrojan resultados similares a los anteriormente mencionados (Hobbs, 2004, pág. 139)[4].

El índice de Whipple (IW) mide la atracción o preferencia por los dígitos terminados en cero y cinco. Consiste en sumar los efectivos entre 23 y 62 años y los de edades terminadas en 0 y 5, y posteriormente comparar esta última suma con el quinto de la primera. Parte del supuesto de que la población varía en forma lineal dentro de los grupos de edades de 23 a 27 años, de 28 a 32 años, y así sucesivamente hasta el grupo de 58 a 62 años. El IW oscila generalmente entre 100 (cuando hay ausencia de atracción) y 500 (cuando todas las edades terminan en 0 y 5). Valores inferiores a 100 indican repulsión hacia las edades terminadas en 0 y 5. Según Naciones Unidas (1955), un IW entre 100 y 105 significa datos muy precisos, entre 105 y 110 datos relativamente precisos, entre 110 y 125 datos aproximados, entre 125 y 175 datos malos y, finalmente, valores superiores a 175 indican que la calidad de los datos es muy mala.

El índice de Myers, en comparación con el IW, tiene la ventaja de que determina la preferencia por cada dígito en forma individual, así como el nivel de atracción general. Su cálculo consiste en sumar a todos los efectivos con edades terminadas en los dígitos del 0 al 9 de entre aquellos individuos de 10 y más años de edad. Luego se procede de igual forma para las personas que tienen 20 y más años de edad. Ambas series se ponderan y posteriormente se agregan para obtener una población ficticia, eliminando así el efecto del sesgo de mortalidad en virtud del cual los efectivos de las edades que terminan en 0 generalmente son superiores a los de los efectivos en edades posteriores. La población ficticia elaborada con el procedimiento antes detallado debería tener una distribución uniforme, de no existir atracción o preferencia por algún dígito. En otras palabras, si las edades se distribuyeran de manera equitativa se esperaría que la suma de cada dígito representase el 10% del total. En función de lo anterior, se identifican las desviaciones de los dígitos (0 al 9) con respecto al 10% esperado. El índice resumido de Myers (IRM), que se obtiene como la suma del valor absoluto de dichas desviaciones, oscila entre 0, cuando hay ausencia de atracción, y 180, cuando todas las edades terminan en un solo dígito. Un IRM entre 0,0 y 5,0 refleja un nivel de atracción bajo; entre 5,1 y 15,0 indica un nivel intermedio; entre 15,1 y 30,0 señala un nivel alto, mientras que valores superiores a 30,1 revelan un nivel de preferencia de dígito muy alto (Chackiel y Macció, 1978; Pimienta y Bolaños, 1999).

El índice de Naciones Unidas (INU) es el más complejo de los tres indicadores y mide tanto la preferencia por ciertos dígitos como la omisión diferencial de individuos en algunas edades. Surge de la construcción y combinación de índices de regularidad de sexos, por un lado, y cocientes de edades, por otro. En primer lugar, se calcula la regularidad de sexos: se miden las relaciones de masculinidad de la población agrupada en tramos de edades quinquenales y se registran las diferencias de estas relaciones entre cada grupo de edad con el siguiente. Posteriormente se hace el promedio de la suma, en valores absolutos, de estas diferencias detectadas, a fin de obtener una medida resumen. En condiciones demográficas normales es de esperar que se produzca una evolución gradual de dichas diferencias medidas en términos absolutos.

En segundo lugar, se calcula (tanto para la población masculina como para la femenina) el cociente de edades, que surge de dividir el número de efectivos de cada grupo de edad quinquenal por la media aritmética de la cantidad de individuos correspondientes a los dos grupos de edades contiguos o adyacentes. El supuesto básico que se adopta es que el número de personas disminuye conforme avanza la edad en una progresión aritmética de primer grado. Si se cumpliese dicho supuesto en la población estudiada, los cocientes de edades deberían ser iguales a 100 y los desvíos iguales a 0. Luego, se establece una medida resumen de estos cocientes de edades, que equivale a la suma —en valores absolutos— de los desvíos divididos por el número total de desvíos.

Por último, se calcula el INU como la sumatoria de la regularidad de sexos (la cual se multiplica por 3), del cociente de edades masculino y del cociente de edades femenino. La mayor ponderación para la regularidad de sexos se fundamenta en que los datos que esta arroja están menos afectados por los cambios en la fecundidad o en los movimientos migratorios que los datos provenientes de los cocientes de edades. La interpretación del INU es más imprecisa, en comparación con el IW y el IRM, ya que no existen límites claros de referencia; por lo tanto, los valores que se utilizan como umbrales son producto de la experiencia de su cálculo. Las cifras del INU menores a 20 indican que la información es satisfactoria, entre 20 y 40 señalan que la información es de calidad intermedia, y si los valores son superiores a 40 la información ha de considerarse deficiente (Chackiel y Macció, 1978; Pimienta y Bolaños, 1999).

Una ventaja del INU frente al IW y al IRM es que requiere de información agrupada en intervalos quinquenales o decenales para su construcción, es decir, no hace necesario contar con datos desagregados en edades simples, que a veces son difíciles de conseguir. Por otro lado, el INU capta problemas referentes a la preferencia de dígitos, así como otros tipos de irregularidades en las distribuciones por sexo y edad de la población asociadas a cambios en la fecundidad o en los patrones de migración. Esto último constituye una desventaja del INU, ya que torna más confusa la interpretación de sus resultados, puesto que no se limita a reflejar los errores en la declaración de la edad, sino que también muestra las transformaciones demográficas reales de la población estudiada (Chackiel y Macció, 1978).

B. Características de los censos de población del Uruguay (1963-2011)

Para explorar los elementos que podrían estar detrás de las mejoras en la mitigación de la preferencia o rechazo de edades y de ciertos dígitos, resulta necesario repasar brevemente las características básicas de los censos de población del Uruguay. En el cuadro 1 se presenta, para cada año censal, el tipo de censo, período de relevamiento, medio de recolección de datos y si se incluyó en el cuestionario una pregunta sobre la fecha de nacimiento de la persona.

Como se puede apreciar, hasta 1996 los censos tuvieron carácter de hecho, realizándose en su mayor parte en un día (declarado oficialmente como feriado nacional) y aplicándose un cuestionario en papel que no incorporaba una indagatoria sobre la fecha de nacimiento. En 2004 se realizó el primer conteo de población de la historia reciente. El denominado “Censo 2004-Fase I” tuvo como objetivo contabilizar la cantidad de personas y viviendas, así como conocer la distribución de la población en el territorio según sexo y edad[5]. Asimismo, fue el primer relevamiento censal realizado bajo la metodología de derecho y en un período largo de tiempo (cuatro meses). Este cambio metodológico es de suma relevancia en lo que se refiere a la declaración de la edad, debido a que en un censo de estas características es más frecuente encontrar hogares donde no todas las personas responden personalmente a los empadronadores y por lo tanto es plausible suponer que en estos casos se incrementa la probabilidad de error en la declaración.

Cuadro 1

Uruguay: características básicas de los censos de 1963 a 2011

Año

Tipo de censo

Período de relevamiento

Medio de recolección

Fecha de nacimiento

1963

De hecho

Día del censo

Papel

No

1975

De hecho

Día del censo

Papel

No

1985

De hecho

Día del censo

Papel

No

1996

De hecho

Día del censo y algunas semanas adicionales

Papel

No

2004a

De derecho

Cuatro meses

Papel

No

2011

De derecho

Cuatro meses

Dispositivos

electrónicos portátiles

Sí

Fuente: Elaboración propia.

a Conteo de población (incluyó la indagatoria sobre el sexo y la edad de la población).

Quince años después del censo de 1996, en 2011, se volvió a realizar un censo tradicional en el que se mantuvo el carácter de derecho implementado en el conteo de 2004 y se introdujeron más innovaciones. En vez de utilizar un cuestionario en papel, el levantamiento de la información en el censo de 2011 fue realizado mayoritariamente mediante el uso de dispositivos electrónicos portátiles (DEP). Esta innovación presentó como ventaja la posibilidad de incorporar reglas de crítica que favorecen la identificación inmediata de errores de registro durante la entrevista. En cuanto al cuestionario censal, el censo de 2011 incluyó la fecha de nacimiento (mes y año), además de la pregunta sobre la edad en años cumplidos, para mejorar la captura de la variable edad (INE, 2011, pág. 12). Ambas preguntas estaban vinculadas por reglas que alertaban al censista ante la presencia de incoherencias.

En paralelo al operativo general de recolección de la información contenida en los cuestionarios censales a través de los DEP, el Instituto Nacional de Estadística realizó operativos especiales para el relevamiento de la población residente en algunas viviendas colectivas y a las personas en situación de calle. El procedimiento empleado consistió en el levantamiento de variables básicas de población a partir de la utilización de planillas en papel (INE, 2012a).Por otra parte, con el propósito de agilizar el trabajo de campo y completar el empadronamiento de la población residente en las áreas del territorio que presentaban baja cobertura, durante la última semana del operativo censal se dejó de aplicar el cuestionario completo en DEP y se realizó un relevamiento básico de población en viviendas particulares (sexo, edad en años cumplidos, parentesco con el jefe o la jefa de hogar, nivel educativo y número de hijos tenidos para el caso de mujeres de 12 y más años), tal como se había hecho en el caso de las viviendas colectivas mencionado anteriormente.

El alcance global de esta medida fue poco significativo desde el punto de vista cuantitativo, ya que la población censada con este procedimiento representa alrededor del 2% del total[6]. Sin embargo, su distribución no fue aleatoria, sino que abarcó mayormente a algunos departamentos y zonas de difícil acceso como en el caso de áreas rurales remotas o barrios de nivel socioeconómico bajo en Montevideo y área metropolitana (Calvo, 2013).

C. Antecedentes regionales

Existe considerable evidencia a nivel internacional de que la inclusión combinada de la edad y la fecha de nacimiento contribuye a mejorar de manera significativa la calidad de la declaración de la edad (Hobbs, 2004, pág. 140). De hecho, la mayoría de los censos realizados en países latinoamericanos en la ronda de 2010 incorporaron ambas preguntas en sus cuestionarios censales (véase el cuadro 2). En particular, de una muestra de 16 países que realizaron sus censos en la ronda de 2010, 12 incorporaron ambas preguntas en sus cuestionarios censales (Argentina, Brasil, Chile[7], Costa Rica, Cuba, Ecuador, Panamá, Paraguay, Perú, República Dominicana, Uruguay y Venezuela (República Bolivariana de)). Seis de estos países incluyeron la indagatoria sobre la fecha de nacimiento por primera vez en los censos de la ronda de 2010 (Argentina, Chile, Costa Rica, Ecuador, Perú y Uruguay) y otros cuatro (Colombia, El Salvador, Guatemala y Nicaragua) ya habían introducido la fecha de nacimiento en sus cuestionarios censales previos a 2010[8].

El Brasil incluyó una innovación adicional en el Censo Demográfico 2010, siguiendo el criterio utilizado en 2000, en virtud de la cual se preguntó directamente el mes y el año de nacimiento de las personas del hogar. En caso de desconocer el mes o el año de nacimiento, se consultó la edad al 31 de julio de 2010 en años completos o en meses para los menores de un año (IBGE, 2013). El Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE) no solo pudo constatar que se obtenían respuestas más coherentes entre edad calculada y declarada cuando la pregunta sobre mes y año de nacimiento antecedía a la de la edad, sino que, además, en el transcurso del censo de 2010 solo el 6% de los censados optó por declarar su edad directamente. En materia de preferencia de dígitos, el censo de 2010 presentó un ligero aumento en comparación con el censo realizado en 2000. De todos modos, dicho operativo corrobora las mejoras en la captación y declaración de la edad en los censos recientes, que ya habían alcanzado una calidad satisfactoria en 1991 (IBGE, 2015).

Cuadro 2

América Latina (15 países): características básicas de los censos de la ronda de 2010

País y año

Tipo de censo

Medio de recolección

Fecha de nacimiento

Antecedentes de

la ronda de 2000

Argentina, 2010

Hecho

Papel

Sí

Hecho, papel, sin fecha de nacimiento

Brasil, 2010

Derecho

Dispositivos electrónicos portátiles

Sí

Derecho, papel, fecha de nacimiento

Chile, 2012

Derecho

Papel

No

Hecho, papel, sin fecha de nacimiento

Chile, 2017

Hecho

Papel

Sí

Colombia, 2018

Derecho

Dispositivos electrónicos portátiles

Sí

Derecho, papel, fecha de nacimiento

Costa Rica, 2011

Derecho

Papel

Sí

Derecho, papel, sin fecha de nacimiento

Cuba, 2012

Derecho

Papel

Sí

Derecho, papel, fecha de nacimiento

Ecuador, 2010

Hecho

Papel

Sí

Hecho, papel, sin fecha de nacimiento

El Salvador, 2007

Derecho

Papel

Sí

-

Guatemala, 2018

Derecho

Papel

Sí

Derecho, papel, fecha de nacimiento

Nicaragua, 2005

Derecho

Papel

Sí

-

Panamá, 2010

Hecho

Papel

Sí

Hecho, papel, sin fecha de nacimiento

Paraguay, 2012

Derecho

Dispositivos electrónicos portátiles

Sí

Hecho, papel, sin fecha de nacimiento

Perú, 2017

Hecho

Papel

Sí

Hecho, papel, sin fecha de nacimiento

República Dominicana, 2010

Derecho

Papel

Sí

Derecho, papel, sin fecha de nacimiento

Venezuela (República

Bolivariana de), 2011

Derecho

Dispositivos electrónicos portátiles

Sí

Derecho, dispositivos electrónicos portátiles, fecha de nacimiento

Fuente: Elaboración propia sobre la base de información de los sitios web de las oficinas nacionales de estadística y de la División de Población de Naciones Unidas.

D. Principales resultados

Una primera aproximación al análisis de la calidad en la declaración de la edad se obtiene al observar las pirámides de población por edades simples (véase el gráfico 1). Se aprecia un patrón general de leve concentración en las edades terminadas en 0 y 5, principalmente a partir de edades adultas. No obstante, la preferencia por los dígitos 0 y 5 se va suavizando con el correr de los censos (con la excepción del retroceso observado en el conteo poblacional de 2004, hasta alcanzar el menor nivel de concentración en el censo de 2011.

Gráfico 1

Uruguay: pirámides de población de los censos de 1963 a 2011

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos censales.

Los resultados de los cálculos de los índices consensuados internacionalmente ratifican que el Uruguay ha presentado una tendencia de mejora en la calidad observada a nivel regional, con la excepción del retroceso verificado en el conteo poblacional de 2004. De todas maneras, aún en este último caso, de acuerdo con los parámetros usuales se trata de un censo con información de buena calidad, superior a la media de la región (véase el cuadro 3). El censo de 2011 no solo aparece como el de mejor calidad en el levantamiento de la edad en el Uruguay, sino que también alcanza un registro que solo es superado por la República Bolivariana de Venezuela y Chile en el contexto de las recientes rondas censales de la región[9].

Cuadro 3

América Latina y el Caribe (16 países): índice de Whipple, ambos sexos, 1950-2010

País

1950

1960

1970

1980

1990

2000

2010

Argentina

98,8

104,8

103,9

105,8

104,2

102,4

102,6

Bolivia (Estado Plurinacional de)

211,1

-

144,5

-

125,4

114,6

110,4

Brasil

140,0

143,6

127,6

110,7

103,3

103,5

104,5

Colombia

-

143,5

140,2

147,7

118,9

103,5

-

Costa Rica

150,7

123,5

120,6

-

-

109,1

104,0a

Chile

128,0

129,8

123,0

103,2

100,3

99,5

100,8

Ecuador

197,1

175,3

-

-

132,5

112,1

103,7

Guatemala

196,8

158,3

163,9

164,9

130,6

127,0

-

Honduras

-

151,3

128,5

104,1

-

121,8

-

México

188,7

174,0

148,0

133,4

125,2

116,7

114,0

Panamá

141,6

120,9

118,1

-

109,3

103,2

103,7

Paraguay

-

117,4

112,6

-

108,6

104,8

-

Perú

-

145,1

125,1

126,2

110,7

109,4

-

República Dominicana

184,9

182,4

181,0

-

-

108,0

111,5

Uruguay

-

105,8

105,4

106,2

103,3

106,0b

101,8

Venezuela (República Bolivariana de)

166,0

120,3

116,9

101,6

106,4

102,5

101,3

Fuente: J. Chackiel, y G. Macció, “Evaluación y corrección de datos demográficos. VI. Análisis de la población por edades”, Serie B, Nº 39, Santiago, Centro Latinoamericano de Demografía (CELADE), 1978 para el período entre 1950 y 1970; F. Del Popolo, “Los problemas en la declaración de la edad de la población adulta mayor en los censos”, serie Población y Desarrollo, Nº 08 (LC/L.1442-P), Santiago, Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (CELADE)-División de Población de la CEPAL, noviembre de 2000 para el período entre 1980 y 1990; D. Romero y A. Freitez, “Problemas de calidad de la declaración de la edad de la población adulta mayor en los censos de A+mérica Latina de la ronda del 2000”, Documento presentado en el III Congreso de la Asociación Latinoamericana de Población (ALAP), Córdoba, 24 al 26 de septiembre de 2008 para el período entre 2000 y 2010 y cálculos propios sobre la base de datos del Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (CELADE)-División de Población de la CEPAL y de las oficinas nacionales de estadística.

Nota: No se han realizado censos en dicha ronda o no existe información disponible desagregada por edad simple.

a Censo de 2017.

b Conteo poblacional de 2004.

La información disponible permite ratificar asimismo que la declaración de la edad, hasta el conteo poblacional de 2004, ha sido de mejor calidad en los varones que en las mujeres. De todas maneras, se observa que, con el tiempo, las diferencias en la medida han tendido a reducirse. De hecho, en el censo de 2011 no se verifican diferencias significativas por sexo, y en todo caso en el índice de Whipple se observa una diferencia muy leve a favor de la calidad en la declaración de las mujeres. En efecto, si se excluye el conteo de población de 2004, se puede apreciar una tendencia sostenida en favor de la mejora de la declaración de la edad, en sintonía con la evolución verificada a nivel de los censos realizados por los países de la región desde la ronda de 1950 (véase el cuadro 4 y el gráfico 2).

Cuadro 4

Uruguay: índices de Whipple y Myers por sexo, 1963-2011

Índice de Whipple

1963

1975

1985

1996

2004

2011

Hombres

103,4

103,3

104,9

102,8

105,9

101,9

Mujeres

108,2

107,4

107,4

103,8

106,2

101,7

Total

105,8

105,4

106,2

103,3

106,0

101,8

Índice resumido de Myers

1963

1975

1985

1996

2004

2011

Hombres

4,0

2,8

2,7

1,6

3,9

1,0

Mujeres

5,3

4,1

3,5

2,1

3,9

1,0

Total

4,6

3,5

3,1

1,8

3,9

1,0

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos censales.

Gráfico 2

Uruguay: índice de Naciones Unidas, 1963-2011

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos censales.

Los resultados del índice de Myers (IM) para cada dígito permiten identificar la atracción (valores superiores a 0,0) o repulsión (valores inferiores a 0,0) que estos producen en forma individual. Como se puede apreciar en el cuadro 5, el dígito 0 es el que tiene mayor atracción en todos los censos de población, a excepción de 2011. Existe una mejora gradual en la declaración de las edades terminadas en 0 desde 1963 hasta 1996. En el conteo poblacional de 2004 la situación de dicho dígito empeora (se vuelve a los valores de 1963), mientras que en 2011 el dígito 0 no presenta atracción ni repulsión (IM = 0,0).

Cuadro 5

Uruguay: desvío respecto a 10 del índice de Myers, 1963-2011

Dígito

Censos de 1963 a 2011

1963

1975

1985

1996

2004

2011

0

0,8

0,6

0,5

0,4

0,8

0,0

1

-0,9

-1,0

-0,6

-0,5

-1,1

-0,2

2

0,2

0,2

0,2

0,0

0,4

0,0

3

0,8

-0,1

0,2

0,2

0,1

-0,1

4

-0,3

0,3

-0,1

-0,2

0,1

0,0

5

0,1

0,4

0,7

0,3

0,2

0,2

6

-0,4

-0,2

-0,1

0,0

-0,2

0,2

7

-0,4

-0,4

-0,3

-0,1

-0,2

0,0

8

0,4

0,2

-0,1

0,1

0,3

0,0

9

-0,1

-0,1

-0,3

-0,2

-0,4

-0,2

Índice resumido

4,6

3,5

3,1

1,8

3,9

1,0

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos censales.

El dígito 5 es el segundo, en orden de importancia, en exhibir mayor atracción, alcanzando un valor máximo en el censo de 1985 (IM=0,7). Los dígitos 2 y 8 también presentan valores de atracción significativos en algunos censos. No obstante, para el relevamiento de 2011 ninguno de esos dos dígitos obtiene preferencia alguna (IM=0,0).

Asimismo, las edades terminadas en 1 son las que registraron una mayor repulsión en todos los censos considerados, logrando el valor más bajo del índice de Myers en el conteo poblacional de 2004 (IM = -1,1). Los dígitos 7 y 9 también presentan valores de repulsión importantes, aunque no tan elevados como en el caso anterior.

En otro orden de cosas, de la lectura del cuadro 5 se puede sugerir que la preferencia de dígitos en cada operativo censal también puede estar asociada al año de nacimiento de las personas. En efecto, el censo de 1963 muestra una preferencia por el dígito 3, además del dígito 0, al tiempo que la preferencia por el dígito 5 alcanza sus mayores guarismos en los censos de 1975 y 1985.

La menor calidad relativa del conteo poblacional de 2004 en la declaración de la edad posiblemente se explique por su carácter de conteo de población. Esta hipótesis encuentra respaldo empírico en el caso de México, que registra resultados similares al comparar ambos tipos de operativos. Al respecto, Pimienta y Bolaños (1999) observaron en el conteo poblacional de 1995 que la edad declarada fue peor en comparación con el censo de población de 1990. Como posible explicación de este retroceso los autores señalan la ausencia del informante en la respuesta del cuestionario, aunque hacen un llamado a investigar con mayor profundidad los posibles factores que están detrás de este fenómeno. Asimismo, ratificando que el retroceso observado en el censo de 1995 no se trataba de un hecho aislado, los censos realizados por México en 2000 y 2010 volvieron a registrar mejorías en la declaración, que se vieron interrumpidas por una nueva recaída en el conteo de 2005 (Mina Valdés, 2012)[10].

Por último, se presenta el índice de Myers con datos del censo de 2011, segmentado según si la población fue relevada con el cuestionario estándar en DEP o un cuestionario básico de contingencia implementado en papel (que no incluyó la fecha de nacimiento) (véase el cuadro 6). Los resultados en la calidad de la declaración de la edad varían en gran medida en función de si se aplicó el cuestionario estándar en DEP o el de contingencia en papel, tal como evidencia el índice de Myers para las dos zonas de Montevideo en las que el operativo de contingencia adquirió mayores dimensiones. En efecto, los valores del índice correspondientes a la población censada mediante el operativo de contingencia en las secciones censales 11 y 13 de Montevideo se aproximan al punto límite entre el nivel de atracción bajo y el intermedio, reflejando una mayor atracción por los dígitos terminados en 0 y en 5 respecto a la declaración de la edad recogida mediante DEP en las mismas secciones censales.

Cuadro 6

Uruguay: índice de Myers resumido según instrumento de relevamiento y zona geográfica, censo de 2011

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

Total del país

1,0

2,1

Montevideo

0,9

2,6

Montevideo (sección 11)

1,8

5,1

Montevideo (sección 13)

1,2

3,8

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos del censo de 2011.

Evidencia similar al censo de 2011 del Uruguay se ha recogido en el censo de 2005 de Colombia, que gracias al uso de DEP presentó una notable mejoría en los indicadores de calidad de la declaración de la edad analizados en este trabajo. Los DEP fueron usados para censar al 94,7% de la población, mientras que el restante 5,3% fue censado mediante cuestionarios impresos. Los índices muestran diferencias significativas a favor de la primera modalidad de recolección (DANE, 2008, pág. 11).

No obstante, el uso de cuestionarios básicos en papel no presentó una distribución aleatoria, sino que se concentró en las zonas del territorio con población con mayor vulnerabilidad sociodemográfica. Como puede apreciarse en los cuadros A1.1 y A1.2 del anexo, la población de Montevideo censada con papel presenta una estructura por edad más joven y nivel educativo más bajo que la censada con DEP. En este sentido, resulta difícil sostener que las innovaciones realizadas en el procedimiento de captura de los datos del censo de 2011 son los únicos factores que explican la mejora de la calidad de la edad declarada, en la medida que puede haber elementos relacionados con las características de la población (por ejemplo, un mayor nivel educativo) que también dan cuenta de los resultados obtenidos. De todos modos, cabe destacar que las diferencias etarias y educativas entre la población censada con papel y con DEP se reducen significativamente en las secciones censales 11 y 13 de Montevideo, donde el IM alcanzó valores muy altos entre los censados con papel.

E. Discusión

El objetivo de este trabajo consistió en estudiar la calidad de la información sobre la edad declarada en los censos de población del Uruguay de las rondas 1960 a 2010 mediante la visualización de pirámides poblacionales y el cálculo de los índices de Whipple, Myers y Naciones Unidas.

Desde el inicio del período analizado el Uruguay presenta un buen nivel de calidad en la declaración de la edad, ocupando en este sentido una posición de liderazgo en el continente latinoamericano junto con la Argentina. La historia censal muestra de todas maneras una sintonía con las tendencias observadas en la región, en la medida que entre 1963 y 1996 se redujeron a un mínimo buena parte de los problemas asociados a la preferencia (o rechazo) de dígitos y edades específicas. Con excepción del valor del índice de Whipple para 1985, los resultados de los índices de Myers y de Naciones Unidas confirman una mejora sistemática hasta el año 1996.

El conteo poblacional de 2004 marcó un retroceso de la tendencia observada, lo que podría explicarse por el hecho de que se trató de un conteo de población que se prolongó durante varios meses. Teniendo en cuenta la experiencia de México (Pimienta y Bolaños, 1999; Mina Valdés, 2012), al indagar únicamente sobre el sexo y la edad de las personas es más probable que en un conteo de población los informantes estén menos calificados para responder, ya que los requerimientos de información son significativamente menores y por tanto es más frecuente que los empadronadores encuentren informantes dispuestos a responder declarando una edad aproximada (por ejemplo, vecinos). Asimismo, el cuestionario no incluye otras preguntas que puedan servir para alertar al entrevistador sobre una edad presumiblemente errónea. En este sentido, a diferencia de lo que sucede en los censos propiamente dichos, el conteo del 2004 carecía de interrogantes referentes a educación o trabajo, las cuales son de gran utilidad a la hora de orientar al censista sobre la edad aproximada del entrevistado o de la persona por la que se están brindando los datos[11].

El patrón de atracción de dígitos en la edad declarada se mitigó considerablemente en el censo de 2011. A pesar de ser un censo cuyo período de relevamiento alcanzó los cuatro meses, la evaluación de la calidad del dato de la edad lo ubica en el primer lugar en la historia nacional. ¿Qué factores pueden explicar la alta calidad de la declaración verificada en el censo de 2011? En general, la mejora de la calidad de las informaciones censales puede estar relacionada tanto con factores exógenos (por ejemplo, el aumento del nivel educativo de la población o una mayor conciencia de la edad para los individuos en lo relativo al ejercicio de sus derechos) como con factores endógenos al censo (aspectos operacionales, como por ejemplo la introducción de innovaciones en los procedimientos de captura de la información).

Apoyándonos en la literatura y en las recomendaciones internacionales en la materia, podría argumentarse que la incorporación del mes y año de nacimiento en el cuestionario censal y la verificación automática de la coherencia entre los procedimientos directo (edad declarada) e indirecto (fecha de nacimiento) gracias al uso de DEP fue un factor fundamental para explicar el mejor desempeño del censo de 2011 frente a los anteriores. Ya sea porque inhibe la falsa declaración, mejora el cálculo o la recordación de los respondientes, o simplemente porque alerta al empadronador sobre posibles incoherencias y lo vuelve más consciente de la importancia de recabar la información de manera veraz, la inclusión combinada de las preguntas sobre edad y fecha de nacimiento posiblemente redundó de forma positiva en la calidad de la edad declarada.

No obstante, podría señalarse asimismo que, en ausencia de innovaciones metodológicas, el censo de 2011 hubiese presentado igualmente mejoras en la declaración de la edad debido al efecto de factores exógenos, siguiendo la tendencia histórica de los censos uruguayos (con excepción del conteo de población de 2004). Dicho esto, consideramos que detrás de los buenos resultados alcanzados en el censo de 2011 hay una combinación de ambos tipos de factores explicativos.

Por otra parte, es preciso reconocer que la mejora del censo de 2011 puede haberse producido en detrimento de una extensión de la duración promedio de las entrevistas, en la medida que resulta más complejo para los informantes brindar con rapidez la información relativa a la edad y la fecha de nacimiento. Sacco (2017) también realiza esta advertencia al analizar los resultados de los censos realizados por la Argentina, ya que el censo de 2010 no mostró índices sustancialmente superiores a los censos anteriores, a pesar de haber introducido por primera vez la combinatoria del procedimiento directo e indirecto para indagar sobre la edad de la población. A su vez, la verificación automática aplicada en el censo de 2011 puede resultar incluso excesivamente rígida para la labor del censista, en tanto deberá sortear aquellos casos donde la información no pueda recabarse de manera fidedigna. En este sentido, deben preverse los mecanismos necesarios para contemplar situaciones donde se brinden datos ignorados e incoherentes, evitando de esa manera que resulte tentador para el empadronador realizar un ajuste de la información sobre el terreno.

Otro aspecto que debe considerarse en las iniciativas tendientes a promover mejoras de la declaración de la edad remite a la cuestión de la selección de la persona que funciona como informante, en la medida que se puede plantear la hipótesis de que la relación de parentesco se encuentra asociada a la factibilidad de que esa persona pueda brindar datos de calidad respecto de la fecha de nacimiento de cada hogar. En este sentido, sería interesante indagar a futuro en qué medida se corrobora empíricamente la hipótesis precedente, al tiempo que conviene reforzar en las capacitaciones en censos y encuestas la importancia de contar con informantes calificados para el relevamiento de información de calidad.

Por último, cabe mencionar que contar con el mes y año de nacimiento de la población como parte del conjunto de variables censales tiene una serie de ventajas para el análisis demográfico y social. En este sentido, permite identificar cohortes de manera cabal y obtener datos más precisos de las duraciones entre nacimiento y otros eventos pasados que suelen ser indagados en los censos (por ejemplo, migración o nacimiento del primer y último hijo). Además, abre la posibilidad a potenciales usos de los censos como fuente de datos longitudinal o para su apareamiento con datos de registros administrativos.

En suma, junto con la revisión de otros casos en América Latina, la experiencia uruguaya reciente puede contribuir al debate sobre cómo seguir mejorando la calidad de los datos censales a partir de innovaciones metodológicas y tecnológicas, de cara a la ronda censal de 2020. Ahora bien, es también preciso reconocer que los cambios evidenciados en la amplia mayoría de los países a lo largo de las últimas décadas dejan abierto un debate sobre las estrategias más adecuadas para seguir avanzando en la mejora de la calidad de los datos censales, así como sus costos, en la medida que los niveles alcanzados actualmente en la declaración de la edad son relativamente buenos.

Bibliografía

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____(2013), “Metodología do Censo Demográfico 2010”, Série Relatórios Metodológicos. vol. 41, Río de Janeiro.

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____(2011), Síntesis del marco conceptual del censo de viviendas, hogares y población 2011, Montevideo.

Manzel, K., J. Baten y. Stolz (2012), “Convergence and divergence of numeracy: the development of age heaping in Latin America from the seventeenth to the twentieth century”, The Economic History Review, vol. 65, Nº 3.

Mina Valdés, A. (2012), “Evaluación de la declaración de edad en los censos y conteos de México, 1990 a 2010”, Coyuntura Demográfica, Nº 2.

Sacco, N. (2017), “Sexo y edad en la experiencia censal moderna”, Revista Latinoamericana de Metodología de la Investigación Social, Nº 14.

Naciones Unidas (1955), “Manual II. Métodos para evaluar la calidad de los datos básicos destinados a los cálculos de la población”, Estudios sobre Población, Nº 23 (ST/ESA/SER.A/81), Nueva York.

Pimienta, R. y M. Bolaños (1999), “La declaración de la edad: un análisis comparativo de su calidad en los censos generales de población y vivienda”, Documentos de Investigación, Nº 33, EL Colegio Mexiquense.

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Spoorenberg, T. (2007), “Quality of age reporting: extension and application of the Modified Whipple’s Index”, Population-E, vol. 62, Nº 4.

Anexo A1

Cuadro A1.1

Montevideo: distribución de la población por grupo de edad según instrumento de relevamiento y zona geográfica

Grupo de edad

Montevideo

Sección 11

Sección 13

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

De 0 a 14 años

18,8

28,8

24,1

29,0

25,3

29,1

De 15 a 34 años

30,4

32,1

30,1

31,5

30,7

33,2

De 35 a 64 años

35,1

31,0

33,7

31,2

32,9

30,2

65 años y más

15,7

8,1

12,2

8,3

11,1

7,4

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos del censo de 2011.

Cuadro A1.2

Montevideo: distribución de la población de 15 o más años por nivel educativo según instrumento de relevamiento y zona geográfica

Nivel

educativo

Montevideo

Sección 11

Sección 13

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

Dispositivos electrónicos portátiles

Papel

Hasta

enseñanza primaria

22,1

41,0

35,5

41,1

35,2

42,5

Secundaria y enseñanza técnica

49,0

52,1

56,4

52,1

57,5

52,2

Enseñanza terciaria

28,0

4,1

7,8

3,6

7,2

3,0

Se ignora

0,8

2,9

0,3

3,2

0,1

2,3

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

Fuente: Elaboración propia sobre la base de microdatos del censo de 2011.

[1] Licenciado en Sociología, Magister en Demografía y Estudios de Población, y candidato a Doctor en Ciencias Sociales, opción Estudios de Población, por la Universidad de la República del Uruguay. Es docente asistente del Programa de Población de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de la República del Uruguay. Correo electrónico: mathias.nathan@cienciassociales.edu.uy.

[2] Licenciado en Ciencia Política, Magister en Demografía y Estudios de Población, y candidato a Doctor en Ciencias Sociales, opción Estudios de Población por la Universidad de la República del Uruguay. Es docente asistente del Programa de Población de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de la República del Uruguay. Correo electrónico: martin.koolhaas@cienciassociales.edu.uy.

[3] Se trabajará bajo el supuesto de que la variable edad, disponible en los microdatos censales de 1963-2004, no ha estado sujeta a ajustes ex post para corregir los problemas de preferencia de dígitos o el traslado de edades, aunque puede haber sido imputada por datos ignorados, incoherencias con otras variables u omisión de registros. Para el censo de 2011 existe total certeza de que la variable no estuvo sujeta a correcciones de esta índole.

[4] Hobbs (2004) menciona como otras posibles medidas de preferencia de dígitos a los índices de Bachi, Carrier y Ramachandran. Pimienta y Bolaños (1999) citan asimismo los índices de Michalup, Zelnik y Das Gupta. Por su parte, Spoorenberg (2007) presenta y describe las bondades de su Índice de Whipple modificado.

[5] Este operativo fue denominado oficialmente Censo 2004-Fase I porque fue concebido originalmente como la primera fase del censo planificado para realizarse en 2006, diez años después del anterior realizado en 1996. Un cambio de autoridades en la institución determinó una modificación en la planificación, postergándose el siguiente censo para 2010, de manera de estar en sintonía con las recomendaciones internacionales en la materia. Posteriormente, el censo previsto para 2010 fue postergado para 2011.

[6] Además de las planillas papel que sustituyeron al cuestionario estándar en DEP durante la última semana del operativo censal y los operativos especiales en ciertos hogares colectivos (cárceles y hogares de ancianos, entre otros), un 1,05% de la población “contabilizada” (34.223 personas) no fue efectivamente censada, en tanto corresponden a viviendas categorizadas como de residentes ausentes, que fueron visitadas al menos tres veces por el personal empadronador (Calvo, 2013). Sin embargo, a esta población se le imputó el sexo y la edad y por lo tanto se encuentra incorporada en los cálculos realizados en el presente artículo.

[7] Chile incluyó las preguntas sobre la edad en años cumplidos y fecha de nacimiento en el cuestionario censal de 2017, pero no en el de 2012.

[8] Tanto Colombia como Guatemala han incluido la indagatoria sobre la fecha de nacimiento en sus censos más recientes, aún en proceso (2018), mientras que respecto a Nicaragua y El Salvador se desconoce cuáles son sus respectivos planes para el próximo operativo censal.

[9] La República Bolivariana de Venezuela realizó el censo de 2011 utilizando DEP, mientras que en el censo de Chile de 2017 se utilizó papel (véase el cuadro 2).

[10] De acuerdo con nuestros cálculos, el valor del índice de Whipple para ambos sexos en el conteo de 1995 es de 129,6 y en el conteo de 2005 es de 118,8 (cálculos propios basados en tabulados presentados por el Instituto Nacional de Estadística y Geografía (INEGI) en su sitio web).

[11] El informe de la Comisión Técnica Honoraria para la Evaluación del Censo Uruguay 2011 proporciona elementos explicativos adicionales para entender la menor calidad de información sobre la edad de las personas en el conteo de 2004. En primer lugar, sostiene que el conteo de 2004 no incorporó una categoría que identificara a las viviendas con moradores ausentes, por lo que a los enumeradores se les dio instrucciones de que visitaran las viviendas todas las veces que fueran necesarias hasta recabar la información. En palabras de la Comisión Técnica, “dado que las únicas variables que se indagaban sobre las personas eran sexo y edad, es muy probable que en la práctica la información en última instancia haya sido relevada a través de informantes indirectos. (...) Es posible además suponer que el censista estaba más incentivado a procurar y completar la información sobre los residentes indagando con vecinos y no clasificar a la vivienda como desocupada debido a que (...) la remuneración recibida por vivienda censada se incrementaba cuando existían personas censadas en ella” (INE, 2012b, pág. 39).

Artículo 9

La organización social de la movilidad poblacional Sur-Sur en el espacio urbano: ensayo sobre la franja de frontera amazónica

Juliana Mota de Siqueira[1]

Recibido: 20/09/2018

Aceptado: 16/10/2018

Resumen

Históricamente, la franja de frontera amazónica, a pesar de su evidente importancia en el escenario nacional e internacional, ha soportado la superposición de diversos mecanismos de explotación pública y privada que no reconocen las necesidades (o, en ciertos casos, ni siquiera la existencia) de las poblaciones locales. Un síntoma de ese desconocimiento es que, aunque cerca del 70% de su población se concentra actualmente en áreas urbanas, con frecuencia la franja de frontera amazónica se piensa y proyecta todavía como una región de vocación rural y de espacios naturales. Esta coyuntura se torna aún más compleja frente a las diferentes y cambiantes modalidades de los flujos de nacionales y extranjeros que, al modelar los núcleos urbanos, imponen el desafío de entender la migración a nivel local. A partir de esta concepción, este trabajo se posiciona en el trinomio frontera, movilidad y urbanización y proyecta allí las luces que ayudarán a iluminar los innumerables puntos ciegos del debate sobre el desarrollo de la región amazónica en sus dimensiones nacionales e internacionales. La idea central de esta propuesta es que los tres términos de la ecuación no son fenómenos aislados, sino manifestaciones de la misma realidad, intrincados en una ecología cognitiva indivisible.

Palabras clave: frontera, movilidad, migración, Amazonia, urbanización.

Abstract

Historically, the Amazonian border region, despite its evident national and international importance, has borne the brunt of overlapping public and private operations that do not recognize the needs (or, in some cases, even the existence) of local populations. A symptom of this disregard is that, although today close to 70% of its population is concentrated in urban areas, the Amazonian border region is often thought of and cast as a predominantly rural region with natural spaces. This situation becomes even more complex in the face of different and changing modalities for flows of nationals and foreigners, which, when modelling urban centres, call for an understanding of migration at the local level. This article adopts a three-pronged approach to that concept —border, mobility and urbanization— and shines a light on the many blind spots in the discussions about the development of the Amazonian region from a national and international point of view. The major thrust of this proposal is that the three elements of the equation are not isolated phenomena, but aspects of the same reality, interwoven into an indivisible cognitive ecology.

Keywords: border, mobility, migration, Amazonia, urbanization.

Résumé

Historiquement, la zone frontalière amazonienne, malgré son importance évidente sur la scène nationale et internationale, a toujours souffert de la superposition de divers mécanismes d’exploitation publique et privée qui ne reconnaissent pas les besoins (voire, dans certains cas, l’existence) des populations locales. Un des symptômes de cette méconnaissance est que, bien que près de 70 pour cent de sa population soit actuellement concentrée dans les zones urbaines, la zone frontalière amazonienne est encore souvent considérée et projetée comme une région dotée d’une vocation rurale et d’espaces naturels. Cette situation devient encore plus complexe face aux modalités différentes et changeantes des déplacements de ressortissants et d’étrangers qui imposent, dans la modélisation des noyaux urbains, le défi de comprendre la migration au niveau local. A partir de cette conception, ce travail se situe dans le cadre trinomial de la frontière, de la mobilité et de l’urbanisation et y projette les lumières qui permettront d’éclairer les innombrables angles morts du débat sur le développement de la région amazonienne au plan national et international. L’idée centrale de cette proposition est que les trois termes de l’équation ne sont pas des phénomènes isolés, mais bien des manifestations d’une même réalité, intrinsèquement liés à une écologie cognitive indivisible.

Mots clés: frontière, mobilité, migration, Amazonie, urbanisation.

Introducción

Las migraciones. La fuga de los estados tediosos.

Contra las esclerosis urbanas.

Contra los conservatorios y el tedio especulativo.

Oswald de Andrade, Manifesto Antropofágico, mayo de 1928.

Frente a las nuevas formas de globalización económica, que interconectan a los Estados nacionales en diferentes escalas (global, regional y local), se ha observado la redefinición simultánea de la distribución espacial de las poblaciones según las diferentes formas de movilidad.

En el ámbito global, una de las características de este proceso es el recrudecimiento de los intercambios poblacionales entre países en desarrollo (Sur-Sur), que siguen diferentes lógicas y motivaciones (Baeninger, 2018). Según datos de las Naciones Unidas (2016), entre 2010 y 2015 el volumen de migrantes con origen y destino en el Sur global superó aquel de sentido Sur-Norte, al totalizar respectivamente 90,2 y 85,3 millones de personas. En América Latina y el Caribe este escenario no es diferente. Dado que se registran 5,9 millones de migrantes cuyos orígenes y destinos corresponden a países latinoamericanos o caribeños, las situaciones como la circularidad, el retorno y el desplazamiento forzado se intensifican y ganan más visibilidad.

En el caso del Brasil, recientemente se ha podido observar la convergencia hacia nuevos patrones de movilidad poblacional que acentúan: 1) las migraciones internas urbano-urbanas de cortas distancias, con el consiguiente incremento de los flujos hacia ciudades medias, 2) la recuperación de la tendencia de la inmigración internacional, especialmente la entrada cada vez mayor de migrantes latinoamericanos, africanos y asiáticos, así como el aumento del flujo de retornados y, finalmente, 3) el incremento de la movilidad en las áreas de frontera internacional del Brasil, que incluyen no solo las migraciones internacionales de carácter permanente, sino también una dinámica espacial bastante singular y matizada por desplazamientos temporales, regulares e irregulares.

Todos estos procesos, en diferentes intensidades y con distintas formas, son pasibles de identificación en los espacios fronterizos que, según la hipótesis de Picouet (1995), pueden ser considerados entidades específicas de reproducción socioeconómica y relativamente autónomos como objetos de observación de los flujos permanentes y temporales. Cabe señalar que la jerarquía y diversidad de la movilidad en las áreas de frontera son también responsables de la construcción y ampliación de “territorialidades”, que se vinculan íntimamente a la condición transnacional de esos espacios (Machado y otros, 2005; Grimson, 2001).

En el Brasil, el término “franja de frontera” se refiere a la anchura ratificada en 1979 (ley 6.634 del 2 de mayo de 1979) y comprende 588 municipios total o parcialmente cortados por una línea poligonal de 150 km a partir del límite internacional. En cuanto al fin primordial de promover la seguridad nacional, dada su posición periférica respecto de los centros de decisión del país, ha asumido un papel marginal en el proceso de desarrollo e integración en diferentes escalas y dimensiones. En este contexto, cabe destacarse la franja de frontera amazónica que, a pesar de su evidente importancia en el escenario nacional e internacional –sobre todo con su singular oferta de recursos y servicios ecosistémicos, diversidad sociocultural y potencial de integración con innumerables países sudamericanos–, viene soportando históricamente la superposición de diversos mecanismos de explotación y desatención de su población (Farret, 1997; Steiman, 2002; Machado y otros, 2005).

En ese sentido, si aisladamente la franja de frontera es vista como un espacio de riesgo latente que debe combatirse con políticas de control y protección, en su porción amazónica esos argumentos están animados por el histórico desconocimiento sobre la región, con frecuencia considerada incivilizada, desierta y carente de medidas de intervención del gobierno central. A ello se suma el menor conocimiento de parte de los países que establecen frontera con la región amazónica sobre sus reales dimensiones de integración con el territorio nacional[2] (Coelho, 1992; Zarate, 2012a).

En consecuencia, se reproduce la perspectiva concebida primero por administradores a menudo distanciados de la realidad local y erróneamente percibida por las diferentes esferas de la sociedad (Lefebvre, 1991), con el fin de proyectar la imagen de una región de hegemonía natural y vocación rural. En cambio, en el espacio habitado, la Amazonia en general ha sido predominantemente urbanizada desde por lo menos 1980, al punto de que Becker (1995) propuso el término bosque urbanizado. La autora defiende que, aunque cerca del 70% de la población amazónica viva en núcleos urbanos, en muchos estudios de la región no se presta suficiente atención a la urbanización (Becker, 2013; Browder y Godfrey, 2006) y en la franja de frontera esa visión se ve intensificada incluso en el contexto regional y local (Zarate, 2012a).

Además del poder de concentración poblacional, los núcleos urbanos asumen un papel fundamental en la estructura territorial, ya que actúan como puntos nodales de la circulación de personas, capital e informaciones y, a partir de la densificación de la diversidad, potencian la oportunidad de surgimiento de lo “nuevo”, que se manifiesta también en los “sistemas de movilidad”. Esta propiedad se torna más compleja con la intensificación del flujo poblacional en los núcleos urbanos de la Amazonia brasileña, tanto en el ámbito interno como internacional, con origen en países como la República Bolivariana de Venezuela, Colombia, Haití, Senegal y Nigeria, que van contra la tendencia mundial de fortalecimiento de las redes de desplazamientos Sur-Sur.

A partir de ese escenario, cabe señalar que este trabajo se posiciona en el trinomio frontera, movilidad y urbanización y que proyecta allí las luces que ayudarán a iluminar los innumerables puntos ciegos en el debate sobre el desarrollo de la región amazónica en su dimensión internacional. La idea central de esta propuesta es que los tres términos de la ecuación no son fenómenos aislados sino manifestaciones de la misma realidad, y están intrincados en una ecología cognitiva indivisible.

A. La frontera amazónica como centro

El surgimiento de un nuevo régimen de acumulación del capital, basado en la reorganización de la industria financiera, la dispersión espacial de la producción y la redefinición de la división internacional del trabajo, promueve una reordenación del territorio y de los principios de localización (Harvey, 1992; Sassen, 1991). Esta nueva cartografía, que por un lado anima lo global, universal, fluido, homogéneo, por otro multiplica sus mecanismos de diferenciación y exclusión, para reflejar los conflictos entre capital, estados y producción del espacio.

En este contexto, situadas entre los espacios local y global, las fronteras parecen tensar cada vez más discusiones fundamentales en el contexto actual, que se fortalecen antagónicamente en el discurso del fin de las fronteras y en la práctica de que nunca hubo tantas divisiones geopolíticas como en la actualidad (Foucher, 1991; Wilson y Donnan, 2012). Esto significa que, si por un lado las fronteras se rigidizan, se establecen zonas de seguridad, se distancian y se separan, por otro, esos espacios solo se justifican a partir de la movilidad, la subjetivación y la resignificación de la identidad, como un elemento ligero que la torna muy sensible a los vientos. Es una puerta de vaivén y como tal nunca está abierta de par en par ni completamente cerrada (Sousa Santos, 1993).

Por su carácter múltiple, las fronteras van mucho más allá de un hecho geográfico y trasfondo de un hecho social. Según Hissa (2002, pág. 38), no es solo el límite que se proyecta en el territorio, sino que se refleja en la sociedad, influye en los individuos y sus acciones, resalta sus diferencias, así como las de los movimientos de quienes transitan por ellas. En ese sentido, sus dimensiones plurales son capaces de englobar perspectivas tanto conservadoras como expansivas y por eso, con frecuencia el término ha funcionado como una ventana que ofrece una visión que fluctúa entre las diversas perspectivas. Esto significa que en la frontera incluso los fenómenos sociales no exclusivos parecen adquirir una relevancia que permite el análisis detallado de innumerables cuestiones. Es como si en ese espacio el investigador se consiguiera una lupa que le permitiera observar con lujo de detalles situaciones que en otros contextos permanecen encubiertas o poco nítidas.

En el Brasil, a pesar de haber sido concebida ya en el Segundo Imperio (Machado, 2005), la división político-administrativa “franja de frontera” sigue siendo desconocida en las diversas esferas de la sociedad. Ratificada en el formato actual en 1979, comprende todos los municipios total o parcialmente cortados por una línea poligonal de 150 km a partir del límite internacional y se extiende por diez países, a lo largo de casi 16.000 kilómetros. Según datos del censo demográfico de 2010, la franja de frontera brasileña comprende una población de 10.775.736 habitantes (comparados con 9.867.022 según el censo de 2000), que representa poco más del 5% del total de la población nacional.

Una de las posibles clasificaciones de los municipios de la franja de frontera brasileña sería entre “línea de frontera”, “franja de frontera” y municipios que albergan “ciudades gemelas”. El primer y segundo grupos corresponden respectivamente a aquellos municipios que están en el límite directo con algún país vecino (pudiendo la sede situarse o no en el límite internacional) y a aquellos que están dispuestos internamente en la franja de frontera. Las ciudades gemelas representan asentamientos poblacionales conurbados o semiconurbados traspasados por la línea de frontera (límites secos o fluviales, más o menos articulados por obras de infraestructura) y con gran diversidad y potencialidad de integración, así como de condensar problemas igualmente singulares (Ministerio de Integración Nacional del Brasil, 2005).

En este contexto, cabe destacar la franja de frontera amazónica, que corresponde a cerca del 70% del territorio de la franja brasileña (y equivalente a unas tres veces la distancia en línea recta entre Lisboa y Moscú) y tiene una tasa de crecimiento poblacional del 2,07% anual entre 2000 y 2010. Esta región evidencia la heterogeneidad y complejidad de los regímenes fronterizos reflejados en la presencia de elementos como un gran número de tierras indígenas y unidades de conservación de diferentes categorías, que suelen convivir en conflicto con actividades como la extracción maderera, la minería ilegal, la producción agropecuaria y la creciente urbanización que se expande por todo el territorio (véase el mapa 1).

Mapa 1

Municipios de la franja de frontera amazónica brasileña: densidad demográfica, unidades de conservación y tierras indígenas

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censo Demográfico, 2010 [en línea] http://www.ibge.gov.br/servidor_arquivos_est/; Instituto Brasileño del Medio Ambiente y los Recursos Naturales Renovables (IBAMA) y Fundación Nacional del Indio (FUNAI).

En el Brasil, la intensificación del proceso de ocupación de esta región se concentra en la seguridad y soberanía nacionales. Entre otras motivaciones, este fenómeno responde a la propuesta recurrente de internacionalización de la Amazonia[3], al tiempo que intenta minimizar las tensiones en torno a la presión por la reforma agraria en el nordeste del país (Coelho, 1992). Como alternativa a estas cuestiones en los años ochenta se creó el Programa Calha Norte, cuyas directrices principales son: colonización y desarrollo, control territorial, defensa nacional y relaciones bilaterales con los países vecinos (aunque este último objetivo no se haya explorado completamente) (Monteiro, 2011). Aun en esa línea, en años noventa se diseñaron los Programas Sistema de Vigilancia de la Amazonia (SIVAM) y Sistema de Protección de la Amazonia (SIPAM) que, aunque impregnados de principios ambientales, cumplen con objetivos esencialmente militares.

En consonancia con la tradición de fuerte participación del Estado que siempre caracterizó las soluciones desarrollistas de la Amazonia, en la primera década del siglo XXI se adopta una política de integración física de la región a los demás países. En un escenario de imperativa mundialización comercial y de articulación de bloques económicos, el hecho de que la Amazonia comparte fronteras con seis países de América del Sur (Bolivia (Estado Plurinacional de), Colombia, Guyana, Perú, Suriname y Venezuela (República Bolivariana de)) y con el departamento de ultramar francés (Guayana Francesa) y sigue siendo considerada una reserva de recursos contribuyó a que esta zona pasara a ocupar una posición estratégica central en las políticas del Estado brasileño (Superti, 2011).

En el marco de esta nueva visión y en virtud de la Constitución de 1988, a lo largo de sus dos mandatos el presidente Fernando Henrique Cardoso elaboró los planes plurianuales Brasil em Ação (1996-1999) y Avança Brasil (2000-2003), que continuaron en el gobierno del presidente Luiz Inácio Lula da Silva como el plan Brasil de Todos (2004-2007) y el Programa de Aceleración del Crecimiento (PAC) (2007-2010). Entre las intenciones primarias de estos planes cabe destacar la creación e inversión en los Ejes Nacionales de Integración y Desarrollo (ENID), destinados a disminuir el costo de transporte para los sectores exportadores, el perfeccionamiento de los canales de comunicación y la producción y transmisión de energía. En la Amazonia algunos de sus ejes principales son:

•Salida hacia el Caribe: busca consolidar intercambios con los mercados del Caribe y del Atlántico Norte. Las metas principales fueron la conclusión de la pavimentación de la BR-174, que une Manaus y Pacaraima, frontera con la República Bolivariana de Venezuela, y la pavimentación de la BR-401, entre Boa Vista y Bonfim, frontera con Guyana;

•Salida hacia el Pacífico: consiste en ampliar las conexiones con las fronteras de Bolivia (Estado Plurinacional de) y del Perú y, por ende, el acceso terrestre a los puertos del Pacífico. Para ello, entre otras acciones, se previó la construcción o recuperación de la extensión de la BR-317, que conecta Rio Branco con Assis Brasil en Acre; la construcción de un eje vial que una Abunã y Guajará Mirim, en la frontera con el Estado Plurinacional de Bolivia; la construcción de gasoductos entre el Estado Plurinacional de Bolivia y el Brasil (Coari-Manaus, Urucu-Porto Velho), e inversiones para mejorar las condiciones de navegabilidad de la Hidrovía en el Río Madeira (Curado, 2010).

Según la lógica de promover la integración competitiva entre los países de América del Sur, surge en el plano internacional el proyecto Iniciativa para la Integración de la Infraestructura Regional de América del Sur (IIRSA). Creado en el año 2000, este proyecto involucra a 12 países de América del Sur y apunta al desarrollo en el área de telecomunicaciones, transporte y energía. En la Amazonia, el IIRSA está concentrado en tres ejes, a saber: Amazonas, Escudo de las Guyanas y Perú-Brasil- Bolivia (Estado Plurinacional de), cuyos principales objetivos son: el flujo de la producción, el aprovechamiento del potencial hidroeléctrico y la explotación de los recursos minerales y forestales de la región (Superti, 2011; Menezes, 2018).

Así pues queda claro que este nuevo horizonte político y económico no abarcó una propuesta de desarrollo que considere y promueva el potencial de integración humana de las poblaciones locales, la flexibilización de las fronteras y la contestación de las políticas de seguridad tendientes a cerrarlas. En esta perspectiva, las migraciones y la movilidad poblacional son posiblemente el reflejo más nítido e inmediato de las graves limitaciones de las políticas públicas pensadas para la Amazonia.

B. Movilidad poblacional en las zonas fronterizas: panorama de sus conformaciones

Paradójicamente, en el momento histórico en que la libre circulación de bienes, mercancías e información se presenta como un imperativo que atribuye a los territorios formas discontinuas y “desencajadas” (Giddens, 1991), se pone en tela de juicio la libertad de circulación de las personas. Un síntoma de esta aparente contradicción es que convivimos diariamente con medidas como el aumento de la vigilancia, el control y la segregación como alternativas al creciente número de personas que se desplazan según diferentes lógicas, inmersas en un ciclo de superación frente a la construcción de nuevas barreras.

Por eso, en la misma lógica del tira y afloje dialéctico de las fronteras, la movilidad también se afirma cada vez más como una categoría social en disputa y objeto de intensos debates académicos, políticos, sociales, económicos y culturales. Como destaca Sayad (1998, pág. 44), las transformaciones son tan aceleradas que se tiene la impresión de que la ciencia va a la zaga de su objeto y que la observación se agota al intentar seguir el paso, dado que inevitablemente estará siempre atrasada en relación con la realidad estudiada y no solo alejada de ella, como conviene a la actitud científica.

Cuando se alinea a los estudios fronterizos, aumenta su potencial de esclarecimiento teórico, metodológico y empírico, al tiempo que afronta el cumplimiento de su propósito: la creación de una tipología universal. Como las fronteras, la movilidad poblacional asume más formas y complejidades que las definiciones descriptivas logran demostrar y retener con esfuerzo en dimensiones predominantemente estrechas (Standing, 1984; Domenach y Picouet, 1990; Siqueira, Fazito y Monte-Mór, 2015).

Por tratar de describir un “hecho social total” (Mauss, 2003), los estudios sobre la movilidad territorial de la población se posicionan en el punto de encuentro de diferentes disciplinas y campos del saber, tales como: historia, geografía, demografía, sociología y planificación urbana y regional, de modo que esta solo puede vislumbrarse a partir de una ecología de los saberes que rompa con la monocultura de la ciencia moderna (Santos, 2007).Esta multidisciplinariedad facilita la labor de conjugar los elementos dispuestos en el espacio-tiempo, que se reflejan y producen territorios, por un lado espacialmente dispersos y, por otro, globalmente conectados (Sassen, 1991).

Esto queda claro en la franja de frontera amazónica, donde la movilidad de personas, bienes y mercancías se establece según diferentes lógicas, tanto a nivel nacional como internacional. El resultado es una creciente dificultad para distinguir entre salidas y entradas, lo que hace necesaria una amplia comprensión de los movimientos. Además, cabe señalar que el sistema de intercambios que parten de la franja de frontera o la tienen como destino (dispuestos en el continuo de la movilidad poblacional) pocas veces es recíproco y no es raro que una región o país presente una atracción prominente sobre la otra (Picouet, 1995).

A nivel interno, en el Brasil este dinamismo es transparente en prácticamente todos los estados de la federación de la franja de frontera amazónica. Por ejemplo, en 2010 el censo demográfico reveló que el 41,58% y el 38,51% de los pobladores inscritos en la porción fronteriza de Rondônia y Roraima, respectivamente, no nacieron en estos estados. Dichos datos revelan también un intenso dinamismo regional, ya que en estados como Acre y Mato Grosso el 11,79% y el 8,56%, respectivamente, de la población del área analizada había residido en otro municipio de los estados de referencia (véase el cuadro 1).

Cuadro 1

Franja de frontera amazónica brasileña: población, por lugar de nacimiento

(En porcentajes)

2010

Nació en este municipio

Nació en este estado

Sí, y siempre vivió allí

Sí, pero vivió en otro municipio o país extranjero

Sí, y siempre vivió allí

Sí, pero vivió en otro estado o país extranjero

No

RO

42,61

3,29

6,53

5,98

41,58

AC

69,35

4,31

11,79

3,82

10,72

AM

85,15

2,66

6,12

1,50

4,57

RR

50,69

3,59

4,57

2,64

38,51

PA

79,78

4,85

6,34

2,61

6,43

AP

47,39

3,00

6,96

6,34

36,31

MT

45,43

5,38

8,56

7,03

33,61

Frontera amazónica

58,32

3,84

7,64

4,39

25,81

Brasil

58,67

4,14

21,03

1,69

14,48

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de procesamiento de microdatos del Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censo Demográfico, 2010 [en línea] http://www.ibge.gov.br/servidor_arquivos_est/.

En la Amazonia, según autores como Becker (1990) y Martins (1997), la movilidad responde a las estrategias de los agentes sociales para moldear el mercado de trabajo y aprovechar el exceso temporal de mano de obra. Debido al desarraigo y la gran inestabilidad de la población, la organización social de esta fuerza de trabajo móvil atraída por la frontera (entendida también como espacio no plenamente estructurado y potencial generador de nuevas realidades)[4], así como la presentación de sus reivindicaciones, se ven comprometidas. En este sentido, la movilidad del trabajo se transforma también en uno de los factores fundamentales para el establecimiento y crecimiento de los núcleos urbanos de la región.

Por otro lado, Sawyer (1986) advierte del peligro de considerar la migración como un proceso de clases en movimiento, cuando, según él, la experiencia regional parece demostrar que la movilidad poblacional involucra a grupos de individuos que no necesariamente se establecen en una estructura social. Esto significa que la migración con frecuencia sirve de estrategia de resistencia al encasillamiento y adecuación sociales, que no siempre asumen formas evidentes.

En lo que se refiere a la movilidad en el ámbito internacional, se trata de un proceso histórico motivado por actividades como el ciclo del caucho, la minería, la extracción maderera y la actividad agropecuaria, que dinamizan las conformaciones sociales, económicas, culturales y políticas de los espacios urbanos de la región. Aragón (2009) sostiene además que la dinámica migratoria amazónica presenta características diferenciadas en relación con el resto del país, que por muchos años no fueron visibilizadas en los debates políticos, académicos y de la sociedad civil organizada.

En 2010, el censo registró 13.412 extranjeros[5] residentes en la franja de frontera amazónica, en comparación con 11.505 en el año 2000. De ese total cabe mencionar la porción fronteriza del estado de Amazonas, donde el 13,85% de la población local nació en otros países. Entre sus municipios, la ciudad gemela de Tabatinga registró el mayor contingente de inmigrantes internacionales entre los municipios de la frontera amazónica, con 3.438 extranjeros.

Además de Tabatinga cabe destacar Guarajá-Mirim (RO), con 2.273 extranjeros, Costa Marque (RO), con 1.579, y Benjamin Constant (AM), con 1.367. En lo que se refiere a la nacionalidad de estos migrantes, en el gráfico 1 se observa el protagonismo de orígenes como el Estado Plurinacional de Bolivia, el Perú y Colombia, además de nacionalidades fuera de América del Sur, como los Estados Unidos y países de Europa y Asia.

Los datos que se refieren a los cinco años anteriores al censo demográfico revelan que gran parte de las personas que declararon vivir en 2005 en países como Bolivia (Estado Plurinacional de), Colombia y el Perú son extranjeras. Las personas que en 2010 fueron censadas en la frontera amazónica y en 2005 declararon vivir en países como el Paraguay, Suriname y Venezuela (República Bolivariana de) son en su mayoría brasileños. Esta información demuestra la conexión entre el Brasil y otros países de América del Sur, tanto en el sentido de la inmigración como de la emigración, sobre todo para las naciones fronterizas (véase el gráfico 2).

Gráfico 1

Franja de frontera amazónica brasileña: extranjeros residentes, por principales nacionalidades, 2010a

(En números de personas)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de procesamiento de microdatos del Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censo Demográfico, 2010 [en línea] http://www.ibge.gov.br/servidor_arquivos_est/.

a Se consideraron nacionalidades que suman más de 100 migrantes.

Gráfico 2

Franja de frontera amazónica brasileña: personas que declararon residir en un país extranjero en 2005, por nacionalidad y principales países de residencia en 2005 y 2010a

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de procesamiento de microdatos del Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censo Demográfico, 2010 [en línea] http://www.ibge.gov.br/servidor_arquivos_est/.

a Se consideraron nacionalidades que suman más de 100 migrantes.

Este enfoque también permite mostrar la migración de retorno de brasileños que en 2005 declararon que vivían en países como los Estados Unidos, el Japón o Portugal y en 2010 residían en la franja de frontera amazónica. Este proceso, que según Oliveira (2013) se refleja en todo el país, obedece en gran parte a la crisis financiera que se consolidó en naciones del norte global, sobre todo a partir de 2008 (véase el gráfico 2). Jakob (2015) constata además que la inmigración internacional reciente en la región es selectiva, ya que los inmigrantes extranjeros son en general más calificados que los brasileños, lo que se refleja en un nivel de ingresos y escolaridad más elevados.

A pesar de las limitaciones de los censos demográficos para el estudio de la movilidad en regiones fronterizas[6], este intricado panorama de los comportamientos migratorios demuestra que, aunque la franja de frontera amazónica obedece a lógicas de contexto local, se trata de fenómenos que están igualmente conectados a tendencias nacionales y globales, lo que confirma su posición privilegiada para el estudio de la movilidad poblacional.

En el escenario reciente, un síntoma de la plasticidad de la movilidad poblacional, en un panorama diferente y al mismo tiempo acumulativo de lo señalado por los censos demográficos de 2000 y 2010, es que la franja de frontera amazónica se destaca por ser puerta de entrada de personas oriundas de países como Senegal, Nigeria, Colombia, la República Bolivariana de Venezuela y Haití, destacándose los dos últimos países en lo que se refiere a volúmenes e impacto en las estructuras nacionales.

La presencia de haitianos en el Brasil aumentó considerablemente a partir de 2010 y fue en gran parte lo que contribuyó a reanimar el debate sobre la revisión de políticas y medidas en torno a la inmigración en el país. La Policía Federal estima que, solo entre enero de 2010 y septiembre de 2014, más de 39.000 haitianos ingresaron al país (ACNUR, 2014), lo que indica que este grupo superó a los portugueses y tomó el primer lugar entre las nacionalidades del mercado de trabajo brasileño (Cavalcanti y otros, 2015). Es importante destacar que, como un reflejo de la reactividad del fenómeno migratorio tras la crisis económica del Brasil, intensificada en 2015, muchos haitianos dejaron el país rumbo a destinos como Chile y México (en el intento de ingresar a los Estados Unidos).

También como cara visible del cambio en la red de movilidad mundial, cabe destacar el creciente número de venezolanos que llegan al Brasil, sobre todo a partir de 2015. En 2017, según datos oficiales de la Policía Federal registrados hasta septiembre, 63.011 venezolanos cruzaron la frontera entre la ciudad venezolana de Santa Elena del Uairén y la ciudad brasileña de Pacaraima, de los cuales 42.497 corresponden a entradas y 20.514 a salidas, lo que arroja un saldo de 21.983 venezolanos residentes en el Brasil (Silva, 2017).

Estos dos grupos, que en un primer momento inician o estabilizan sus rutas migratorias principales en la franja de frontera amazónica, evidencian la importancia histórica del hecho urbano en la región, porque este territorio, cuya población en 2010 estaba formada por el 25,81% de personas no naturales de los estados de referencia (véase el cuadro 1), promueve sustancialmente en las ciudades el encuentro entre poblaciones móviles e inmóviles de diferentes perfiles y trayectorias. En tal medida, esta dinámica transforma la lógica de producción del espacio de la región, que al mismo tiempo que se traduce en redes de solidaridad de todo tipo, saca a relucir barreras (reales y simbólicas) que incentivan prácticas de encarcelamiento, expulsión e inmovilización (Póvoa Neto, 2007).

C. Singularidades de las áreas urbanas de la frontera amazónica frente a la movilidad Sur-Sur

En el ámbito internacional, Zárate (2012a) afirma que los espacios transfronterizos urbanos de la Amazonia fueron fundamentales para la configuración de la región tanto en el período colonial como en la era republicana. El autor sostiene que, cuando se someten a los imperios portugués y español (además del de Holanda, Inglaterra y Francia), surgen estos núcleos debido a la necesidad de controlar el espacio y los recursos amazónicos. Como diferencia principal cabe señalar que en el caso lusitano estos asentamientos se articulaban o asumían formas sobre todo de fortalezas militares, mientras que entre los hispánicos predominaban poblados de misioneros vigilados por sacerdotes (eventualmente apoyados por una débil fuerza armada), lo que aporta indicios iniciales sobre la diversidad del hecho urbano en la región.

Sin embargo, la comprensión de este proceso en una perspectiva histórica evidencia en especial que, contrariamente al sentido común (o nonsense), el territorio amazónico no se reduce a ambientes naturales o agrícolas, ni mucho menos a vacíos demográficos aislados entre sí, del resto del país o del continente (Machado, 1995). Según Becker (1990), la hipótesis alternativa es que en él se superponen varios frentes, a saber: agrícola, pastoril y extractivista, financiero y urbano, siendo esta la base logística para el proyecto de rápida ocupación de la región.

De acuerdo con la hipótesis de Zárate (2012a), Becker (2013) defiende que en el Brasil la frontera urbana fue implementada incluso antes que las otras, ya que define los nudos necesarios para la articulación de las redes de recursos y de mano de obra. Según Machado (1990), esta creciente urbanización está íntimamente relacionada con el papel activo del Estado en la orientación de las migraciones que, si por un lado somete a la población a un proceso de dominación violenta, por otro favorece la concientización y resistencia social y política. Por lo tanto, estos núcleos urbanos establecen sistemas complejos y abiertos, donde el intercambio de materia (bienes), energía (trabajo) e información (signos) impide su estabilización (Machado, 1995, 2003). Ello significa que deben ser siempre entendidos en su relación con otros territorios y nunca de forma apartada.

Con todo, a pesar de las evidencias, la falta de estudios y políticas sobre la urbanización en la Amazonia es aún más flagrante si se la yuxtapone a la movilidad poblacional. Esta, que es una laguna en gran parte aún no superada de los estudios y políticas públicas de urbanización en diferentes escalas mundiales, genera la contradicción de, por un lado, realzar la centralidad del papel de la migración en la constitución y expansión del espacio urbano y, por otro, omitirla de los debates y de las agendas locales, nacionales o globales (Naciones Unidas, 2016).

Jacobs (1992) resalta la importancia de esta visión integrada a partir del argumento de que los núcleos urbanos y no los países son los motores del desarrollo. La autora sostiene que, en el proceso de construcción social, el Estado reproduce, protege, limita, mientras que la ciudad asume el papel de la producción, en el sentido de que se generan nuevas soluciones. En esta medida, la posibilidad de pensar a través de un prisma externo, centrado en gran parte en los intercambios poblacionales, enseña a los hombres sobre el valor de la diversidad y las diferencias, lo que trae consigo un inmenso potencial innovador (Santos, 1996).

Por eso cabe considerar que en la frontera se amplía esta oportunidad de mezclarse sobre todo en el espacio urbano, al tiempo que se contrapone directamente a la postura del Estado-Nación como feroz guardián de ciudadanías sedentarias. Además de que, dado que los núcleos urbanos de la frontera desempeñan un papel preponderante de integración e interacción con los países vecinos en diferentes escalas del territorio nacional, es posible suponer que la comprensión de los elementos de formación del “sistema de movilidades” de la región se expande al espacio urbano. Estos centros urbanos, a su vez, confluyen en una diversidad de factores demográficos, económicos, sociales y culturales propios de espacios transfronterizos e igualmente heterogéneos entre sí.

De acuerdo con su dinamismo migratorio histórico, en la franja de frontera amazónica la población urbana pasa del 65% al 72,76% entre 2000 y 2010 (IBGE, 2000, 2010), distribuida de forma heterogénea en la región. Es interesante resaltar que incluso gran parte de las poblaciones indígenas, que tienden a ser percibidas como alejadas de los asentamientos poblacionales, se establecen con frecuencia en áreas urbanas (o próximas a ellas) a fin de facilitar el acceso a instituciones como la Fundación Nacional del Indio (FUNAI), puestos de salud y centros de asistencia social (Steiman, 2002).

En los años 2000 a 2010, entre los estados que sufrieron mayor incremento de la población urbana están Roraima, con el 9%, seguido de Mato Grosso y Acre, con el 7% y el 6%, respectivamente. Entre los municipios más urbanizados caben mencionar las capitales Boa Vista (98%), Rio Branco (92%) y Porto Velho (92%), además de la frontera de Amapá, que en 2010 se destaca por ser la franja de frontera estadual más urbanizada del país (78,9%).

Entre los municipios amapaenses de frontera, Laranjal do Jari está en 2010 entre los más urbanizados (95%). Debido al intenso flujo migratorio motivado por la instalación del Complejo Jari Celulosa en 1978, el proceso de urbanización en curso en este municipio revela que, tal como ocurre en muchos núcleos urbanos de la Amazonia, su crecimiento desordenado no estuvo acorde con las necesidades de su población, a tal punto que se lo conoce como la mayor favela fluvial de la Amazonia (Thalez y Couto, 2007) (véase el mapa 2). Este ejemplo refleja, por un lado, el papel activo del Estado y las grandes empresas en la promoción de la conexión entre la migración y la urbanización y, por otro, la falta de compromiso con la gestión de ese proceso.

Mapa 2

Franja de frontera amazónica brasileña: urbanización por municipio, 2010

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Brasileño de Geografía y Estadística (IBGE), Censo Demográfico, 2010 [en línea] http://www.ibge.gov.br/servidor_arquivos_est/.

Aún en la escala local, Farret (1997) destaca que algunas de las cuestiones que permean innumerables espacios urbanos en la frontera con relación a su integración internacional son: el volumen de la demanda de servicios como salud, educación, recreación y comercio; los límites de las propiedades inmobiliarias, ya que algunos países poseen legislaciones que restringen la propiedad a nombre de extranjeros y el derecho de uso y ocupación del espacio; la homogeneización de las normas técnicas, que se refiere a posibles diferencias en los patrones de la construcción civil establecidos; las reglas de tarificación y remuneración de los servicios prestados por un país o ciudad al otro, tales como agua, energía eléctrica y transporte y, por último, posibles conflictos en la elaboración de los planes rectores de desarrollo urbano comunes a ambos lados de la frontera, a fin de minimizar la necesidad de duplicar equipos y la tendencia de segregación socioespacial en función de la frontera. En este sentido, Menezes (2018) resalta la importancia de reforzar el ánimo de cooperación transfronteriza para evitar el desorden en el crecimiento urbano a través de la combinación armoniosa entre las políticas de gobernanza de diferentes niveles.

D. Consideraciones finales

En este trabajo intentamos contribuir a definir la palabra Amazonia a partir del supuesto de que este proceso se potencia, en gran parte, si se considera desde el punto de encuentro entre frontera, migración y urbanización.

Para ello, es fundamental modificar la perspectiva tradicional que aleja la Amazonia, y su porción de frontera, del centro del país y pensar los procesos desde el nivel local. En esta perspectiva, la población fronteriza en sus diferentes estrategias de movilidad no se considera un grupo homogéneo, víctima de las imposiciones estatales, sino un agente activo en la transformación de su realidad y en la construcción del sentido de frontera, que se intensifica en los núcleos urbanos.

Esta visión integradora, al tiempo que deconstruye la noción de la crisis migratoria, revela su verdadero conflicto, que es el del modelo de inmovilización y securitización imbricado en el Estado-Nación. En este sentido, no es el cierre o aislamiento de las fronteras lo que promueve el desarrollo regional o la defensa del territorio. Por el contrario, cuanto más fortalecidas, diversificadas y transparentes las redes de integración, mayores los beneficios y garantía de seguridad de las poblaciones locales.

Los datos revelan el importante papel tanto de la migración interna como internacional y su creciente integración en la construcción del espacio urbano de la Amazonia. Además, a partir de ejemplos concretos, se acentúa la necesidad no de homogeneizar el hecho urbano en la región, sino de valorar sus diferencias.

Por eso, la población migrante (ya sea nacional o internacional), aun siendo parte innegable de los desafíos, debe percibirse, sobre todo, como componente de las soluciones de planificación y gestión de los núcleos urbanos de frontera. Estos, a su vez, deben ser valorados en su historicidad y centralidad y despojados de la noción pura de enfrentamiento y perturbación.

Entre los desafíos identificados para la promoción de la integración orientada a los núcleos urbanos de la región se observa la desarticulación entre las gobernanzas nacionales e internacionales de diferentes niveles. Para superar este problema se considera fundamental fortalecer las redes institucionales, incorporando la agenda del espacio urbano amazónico en los esquemas geopolíticos de corta, media y larga duración.

Este desafío invita también a las instituciones académicas y grupos de estudio a superar las fronteras del pensamiento de grupo sobre lo urbano en la Amazonia, que son todavía rígidas y ásperas. Entre los obstáculos caben destacar los códigos institucionales de los diferentes países, las diferencias lingüísticas y la dificultad de intercambio de información.

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[1] Magíster en Demografía del Centro de Desarrollo y Planificación Regional (CEDEPLAR) de la Universidad Federal de Minas Gerais (UFMG) y licenciada en estadística de la Universidad de Brasilia. Actualmente es estudiante de la Maestría en Ciencias Sociales, Territorio y Desarrollo de la Escuela de Altos Estudios en Ciencias Sociales de París. Correo electrónico: motasiqueira.juliana@gmail.br.

[2] En este trabajo se considera como franja de frontera amazónica la región de coincidencia entre la franja de frontera del Brasil y la Amazonia como: Pará, Amapá, Amazonas, Rondônia y Mato Grosso y la totalidad de los estados de Roraima y Acre.

[3] Históricamente el Brasil ha sido acusado de no promover el desarrollo de la Amazonia, lo que se refleja en propuestas internacionales como la de ocupación de los vacíos de la región con el “excedente” demográfico del Asia sudoriental (Coelho, 1992).

[4] Cabe señalar que sobre todo en la Amazonia el término frontera tiene innumerables significados. Entre ellos es posible destacar referencias, a saber: espacio: frontera nacional, borde de frontera; tiempo: frontera antigua, frontera actual, y actividades económicas: frontera agrícola, frontera energética, y todas ellas se superponen en la franja de frontera amazónica, agregando densidad a la discusión en cuestión (Siqueira, Fazito y Monte-Mór, 2015).

[5] Se adopta el término extranjero para designar a personas que según el censo demográfico no nacieron en el Brasil o no están naturalizadas brasileñas.

[6] En este análisis se debe considerar que estos valores se ven afectados por la dificultad para medir la migración de indocumentados en los censos demográficos que, según destacan Carvalho y Campos (2006), induce a “errores por omisión” de difícil estimación. Además, cabe resaltar que los datos de inmigración internacional de los censos demográficos brasileños corresponden a su porción muestral, lo que tiende a generar deformaciones adicionales, ya que la muestra no está diseñada para atender eventos relativamente raros como la población extranjera. En el Handbook on Measuring International Migration through Population Censuses, divulgado en 2017 por las Naciones Unidas, se destaca incluso que esta tendencia de perturbación tiende a ampliarse cuando se analizan subgrupos como los retornados, los migrantes recientes o pendulares y que, por lo tanto, esta información debe analizarse con cautela (Naciones Unidas, 2017).

Artículo 10

Linajes maternos en el Uruguay vulnerado: procesos demográficos y su correlato biográfico[1]

Mateo Berri[2]

Recibido: 20/09/2018

Aceptado: 15/11/2018

Resumen

En este artículo se exponen los resultados de una investigación que busca caracterizar un modo particular de estructurar y concebir la familia, que se define como “linajes maternos”.

Se trata de familias que integran el Uruguay vulnerado social y económicamente, y que presentan algunas singularidades, en particular, indicios de comportamiento matrilineal y matrilocal. Estas familias conciben de manera particular las relaciones de parentesco, la filiación, los roles de género y el pasaje a la vida adulta.

Desde el punto de vista metodológico, el trabajo supuso triangular técnicas, realizando un análisis demográfico centrado en la Encuesta Continua de Hogares y un análisis biográfico de un conjunto de entrevistas en profundidad realizadas a mujeres referentes de hogar.

Entre los principales resultados se puede mencionar que el 4,2% de los habitantes del país (unas 143.000 personas) viven en hogares que presentan estas características.

Palabras clave: biografía familiar, estructura familiar, relaciones de parentesco, demografía, vulneración social.

Abstract

This article sets forth the results of research carried out to characterize a particular way of structuring and conceiving the family, known as matriliny.

These are families that make up the more socially and economically vulnerable segment of Uruguay society and they have certain singularities, particularly signs of matrilineal and matrilocal behaviour. These families perceive kinship relationships, parentage, gender roles and the passage to adult life in a particular manner.

From a methodological point of view, the research implied triangulation techniques, a demographic analysis based on the Continuous Household Survey and biographical analysis of a set of in-depth interviews conducted with reference household women.

Notable among the main results is the fact that 4.2% of the inhabitants of Uruguay (some 143,000 people) live in households with these characteristics.

Keywords: family biography, family structure, kinship relations, demographics, social vulnerability.

Résumé

Cet article présente les résultats d’une recherche visant à décrire une façon particulière de structurer et de concevoir la famille, qui est définie comme la « lignée maternelle ».

Il s’agit de familles qui composent la population uruguayenne socialement et économiquement vulnérable, et qui présentent certaines particularités, notamment des signes de comportement matrilinéaire et matrilocal. Ces familles ont une conception particulière des relations de parenté, de la filiation, des rôles dévolus aux deux sexes et du passage à l’âge adulte.

Sur le plan méthodologique, le travail a fait appel à des techniques de triangulation, avec une analyse démographique centrée sur l’enquête continue sur les ménages et une analyse biographique d’une série d’entretiens menés en profondeur avec des femmes qui sont les personnes de référence au sein du ménage.

Un des principaux résultats est le constat selon lequel 4,2 pour cent des habitants du pays (environ 143 000 personnes) vivent dans des ménages présentant ces caractéristiques.

Mots clés: biographie de la famille, structure familiale, relations de parenté, démographie, vulnérabilité sociale.

Introducción

En el presente trabajo se exponen los resultados de una investigación realizada en 2016 en el Uruguay, cuya principal línea de investigación se concentró en las características de un tipo particular de familia que se ha definido como “linajes maternos”. Estos linajes son familias que suelen integrar el Uruguay vulnerado (Filgueira, 1998) y que presentan algunas características particulares que se analizan a continuación.

Es probable que estas características sean reconocidas por muchos lectores que trabajan cotidianamente con familias en el marco de distintos programas sociales, como los orientados a la jefatura de hogar femenina o a las familias extendidas.

Se trata de familias que asumen algunas características singulares, articulando elementos que suponen ciertas particularidades respecto de lo que se podría definir como modelo tradicional, con elementos que conservan características que en otros sectores sociales ya se han transformado.

Uno de los elementos que las distinguen es el de ser arreglos con una fuerte tendencia a la matrilinealidad y la matrilocalidad. Los elementos tradicionales del modelo, por su parte, son el fuerte carácter patriarcal y la concomitante diferenciación por género de los roles femenino y masculino. Asociado a esto último, las transiciones a la vida adulta aparecen claramente diferenciadas por género.

La matrilinealidad es la característica de aquellas sociedades que definen la línea de la filiación por la rama femenina. Dicho con palabras más llanas, en estas sociedades los hijos e hijas pertenecen a la familia de la madre, no a la del padre.

El concepto de matrilocalidad puede estar asociado al anterior, aunque no es necesario que así sea, y significa que cuando se conforma una nueva pareja, esta establece su residencia en el hogar de la familia de la mujer y no de la del hombre.

Obviamente, las familias estudiadas no provienen de una cultura matrilineal o matrilocal, pero estas tendencias se expresan en una diversidad de aspectos, por ejemplo, el hecho de que el vínculo madre-hijo o madre-hija resulta mucho más significativo en el largo plazo que el vínculo padre-hijo o padre-hija. Esta diferencia se extiende a las relaciones establecidas con la familia de la madre, que suelen ser más significativas que las entabladas con la familia del padre.

Otro elemento presente es la identificación entre la idea de hogar y la idea de madre, que determina que, una vez que se rompe la pareja, se entiende que quien debe dejar el hogar es el hombre.

Ambos elementos —matrilinealidad y matrilocalidad—, asociados a otras características que se verán más adelante, suponen una figura paterna débil, asociada a una cierta labilidad de la presencia y permanencia de los hombres en los hogares.

Es importante mencionar que esto no supone en modo alguno hablar de un matriarcado, concepto que remite al poder o la autoridad. Definir el lugar de residencia o la línea familiar de descendencia no implica que la mujer sea quien ejerza el poder o detente una autoridad particular.

Muy por el contrario, el modelo supone una construcción de género patriarcal. Este es uno de los elementos tradicionales, con una construcción de roles de género que asigna a la mujer un rol privado y asociado a las tareas de reproducción (crianza, cuidado, alimentación, mundo privado) y a los hombres un rol público y asociado a la producción (trabajo remunerado, mundo público).

Por estos motivos, los eventos que establecen el pasaje a la vida adulta son diferentes: mientras que el hecho que marca la transformación en adulto en el caso de los hombres es la salida del hogar materno, con el concomitante ingreso al mundo del trabajo o, más ampliamente, el desarrollo de diferentes estrategias para la satisfacción de necesidades, para las mujeres la maternidad constituye el hito de pasaje a la vida adulta.

Esto redunda en un cierto “nomadismo” de la condición masculina, con varones que se ven compelidos tempranamente a salir del hogar de origen, hecho que repiten cada vez que un vínculo de pareja se disuelve y son ellos quienes deben abandonar el hogar.

Para abordar el análisis de este tipo particular de familia se trabajó siguiendo el enfoque definido como “curso de vida” (life course), el cual retoma la preocupación por analizar a la familia desde una perspectiva diacrónica y biográfica, y resalta la importancia de los momentos de transición.

Apoyándose en una larga perspectiva histórica, esta obra contribuyó a orientar la sociología americana hacia el redescubrimiento de una dimensión dinámica: la de las generaciones, la de la edad, desarrollada actualmente dentro del marco conceptual del curso de vida familiar (family life course), que relaciona, en una perspectiva diacrónica, los cambios individuales y sociales (Elder, 1984, citado en Segalen, 1992, pág. 29).

Este enfoque no es exactamente una teoría, ya que se concentra mucho más en el modo de investigar que en teorizar sobre la familia como objeto. La propuesta es particularmente interesante en la medida en que la familia constituye un objeto muy cambiante, de modo que el establecimiento de un conjunto de premisas para la investigación resulta fundamental.

Tal es la propuesta elaborada por el sociólogo estadounidense Glen Elder (2000) que se concentra en un conjunto de conceptos que tiene un fuerte valor heurístico para comprender el proceso de las familias a lo largo del tiempo. El autor trabaja con un conjunto de principios de investigación y conceptos que vale la pena mencionar.

El principio de desarrollo en el tiempo supone realizar un análisis que tenga en cuenta el proceso biográfico de las personas y las familias, así como el contexto sociohistórico en el que cada familia está inserta, representado en el principio de tiempo y lugar. De este modo, el estudio de la biografía de las familias se contextualiza en el tiempo y el lugar.

No obstante, reconoce que los seres humanos nos vemos influidos por un conjunto de marcadores de orden biológico —tales como los procesos de crecimiento, envejecimiento y fertilidad— que deben tenerse en cuenta; esto es lo que constituye el principio de timing.

Por último, hace referencia a que la familia debe concebirse como una red de relaciones significativas y no como una sumatoria de individuos, lo que se traduce en el principio de vidas interconectas, y a que, más allá de la consideración de los factores biográficos e históricos, los individuos y las familias tienen la posibilidad de ser sujetos activos en su proceso o principio de agencia.

Las ideas del curso de vida se centran en los contextos cambiantes de las vidas y sus consecuencias para el desarrollo humano y el envejecimiento. El “curso de vida individual” se encuentra estructurado por influencias sociales y por las elecciones de vida que las personas hacen en situaciones de restricción. Cualquier cambio en la forma en que las personas viven la vida afecta su desarrollo, y ambos están sujetos a cambios en las vías establecidas (en los lugares de trabajo y las comunidades). Estas vías y trayectorias de desarrollo y envejecimiento se interrelacionan a lo largo de la vida (Elder, 2000, pág. 7).

Estos principios han orientado la investigación en la que se ha procurado equilibrar lo biográfico y lo demográfico, el contexto histórico, así como las decisiones y relaciones de las personas.

Los resultados se presentan a continuación en tres secciones. En la sección A se aborda el contexto general, económico y social en que tiene lugar este fenómeno, así como algunas características generales de la demografía uruguaya en relación con este contexto. En las secciones B y C se presentan los resultados de la estrategia de investigación basada en el análisis de la Encuesta Continua de Hogares y los resultados de la estrategia de investigación centrada en las entrevistas en profundidad a jefas de hogar.

Por último, en la sección D se plantean las reflexiones finales y se destaca la relevancia de este fenómeno y los desafíos que implica en términos de integración.

A. Un modelo de desarrollo latinoamericano

Tradicionalmente, los uruguayos hemos sostenido dos verdades que nos parecían evidentes: a) que el Uruguay ha sido desde muy temprano una sociedad que tiende a la homogeneidad social y la integración, y b) que esta característica nos diferenciaba de lo que sucedía en buena parte del continente.

Ambas afirmaciones formaron parte del imaginario, aun del imaginario académico de una “sociedad amortiguadora” (Real de Azúa, 1984) o del “Uruguay hiperintegrado” (Rama, 1987). Sin embargo, cabe preguntarse en qué medida esta imagen refleja verdaderamente la historia de nuestro país.

Si se mira con mayor detenimiento, la supuesta integración de la sociedad uruguaya no parece tan evidente. Tal es la conclusión a la que arriba Fernando Filgueira (2011) en un trabajo de investigación denominado The Great Gap: Inequality and the Politics of Redistribution in Latin America.

En este artículo, el autor trabaja con dos premisas fundamentales, que contradicen el imaginario mencionado anteriormente. La primera es que existe un modelo de desarrollo latinoamericano, con ciertas características comunes a pesar de las diferencias entre los países, y que, por supuesto, incluye al Uruguay.

El segundo punto fundamental es que dicho modelo implica para todas las sociedades latinoamericanas la existencia de una gran brecha entre sectores socioeconómicos. Esto echa por tierra la noción del imaginario uruguayo que nos colocaba como diferentes dentro del continente y suponía una sociedad de la integración.

La elevada desigualdad, la urbanización con pobreza y la breve coyuntura demográfica favorable son consecuencia de las características históricas de larga data de los modelos de desarrollo latinoamericanos y también se relacionan y profundizan con las transformaciones que ocurrieron principalmente entre fines de los años ochenta y comienzos del siglo XXI. El aumento de la desigualdad tiene diversos orígenes: el mercado laboral; los cambios en la estructura y los arreglos familiares (en especial la nueva división social y de género del trabajo remunerado y no remunerado); el reto intergeneracional, que se pone de manifiesto en las cambiantes relaciones de dependencia entre los niños y las personas de edad; los cambios en las estructuras de oportunidades para los trabajadores pertenecientes a estas distintas generaciones, y los cambios en la segmentación y la segregación socioespacial urbana. Estas transformaciones, de hecho, ejercieron aún más presión sobre la concordancia históricamente falible entre la estructura social de riesgo en la región y su marco de protección social (Filgueira, 2011, pág. 34).

Veamos con mayor detenimiento algunos de los elementos destacados como características fundamentales de este modelo de desarrollo propio de América Latina. Filgueira expone que existen tres elementos constitutivos, a saber:

1. La fuerte desigualdad.

2. Los procesos de urbanización signados por la pobreza.

3. Un bono demográfico corto, dada la práctica coincidencia de la baja de la mortalidad y la natalidad, propias de la primera transición demográfica.

Si bien esta brecha es histórica, el autor marca algunas de las posibles causas de la profundización en las últimas décadas: cambios en el mercado de trabajo, en las familias y en las relaciones de género vinculadas a cuestiones de cuidados, y elementos relacionados con la cuestión generacional.

Esta brecha, propia del modelo de desarrollo uruguayo, representa el marco contextual en que se desarrolla el fenómeno de los linajes maternos, que, como se verá más adelante, está fuertemente asociado a la pobreza.

1. Uruguay: pobreza, desigualdad y empleo

El primero de los puntos mencionados, referido a la alta desigualdad de la región, es un elemento constitutivo del modelo de desarrollo uruguayo. Si se considera que América Latina es la región más desigual, tal vez pueda parecer que el Uruguay tiene buenos niveles de distribución del ingreso. Sin embargo, el contexto no debe hacernos perder de vista nuestra realidad y el desarrollo histórico de este proceso.

El imaginario de país integrado surge, en buena medida, del hecho de que en la primera mitad del siglo XX el Uruguay desarrolló una sociedad de bienestar, en la que la gran mayoría de la población accedió, como mínimo, a la satisfacción de sus necesidades básicas, con la posible excepción de ciertos sectores de la población rural.

Basado en un modelo sustitutivo de importaciones y en un Estado interventor, este modelo de acceso al bienestar nunca resultó muy igualitario y mantuvo en su seno importantes diferencias entre los distintos tipos de población.

Frente a la crisis nacional e internacional, y al agotamiento del modelo que se produjo en la segunda mitad del siglo XX, estas desigualdades se ampliaron y la brecha entre pobres y ricos se profundizó. Gran parte del modelo de acceso al bienestar se sostenía en el acceso de importantes sectores de la población al empleo de calidad.

La crisis económica impactó de forma directa en los niveles de empleo y desempleo, pero fundamentalmente en la calidad del empleo, de modo que, aun en contextos de expansión económica y altos niveles de ocupación como el actual, la población empobrecida tiene dificultades para satisfacer sus necesidades básicas, incluso cuando se cuenta con un trabajo remunerado (véase el gráfico 1).

Gráfico 1

Hogares pobres, país urbano, 1993-2016

(En porcentajes)

Fuente: Ministerio de Desarrollo Social (MIDES), Observatorio Social sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Encuesta Continua de Hogares.

Si bien es cierto que en la última década y media el crecimiento económico y la implementación de una batería de políticas sociales han disminuido la pobreza, la indigencia y la desigualdad, también es verdad que estos resultados se relativizan bastante si se comparan con los datos previos a la crisis de 2002 en series temporales largas.

El Uruguay ha oscilado en torno a 0,40 de coeficiente de Gini en la década de 1980 y hasta mediados de los años noventa (véase el gráfico 2). Después se registra un incremento, cuyo punto máximo se alcanza en 2007, y en 2017 el índice desciende a 0,38.

Gráfico 2

Índice de Gini, 1981-2015

Fuente: Ministerio de Desarrollo Social (MIDES), Observatorio Social sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Encuesta Continua de Hogares.

Tanto para el dato del coeficiente de Gini como para los de pobreza y desempleo, la variación de los últimos años ha sido muy significativa. Sin embargo, la visualización de los datos permite concluir que se trata más de un retorno a guarismos históricos que de una transformación estructural.

Si bien entre 2011 y 2014 las cifras de desempleo disminuyeron de manera significativa, a niveles cercanos a los guarismos de desempleo estructural, también es cierto que la calidad del empleo y las remuneraciones continúan representando dos problemas significativos para el país (véase el gráfico 3).

Del estudio se concluye que ha habido importantes avances en términos de formalización de los trabajadores, pero estos avances han sido dispares y han dejado atrás algunos grupos que es necesario atender. Los rezagos en la formalización de los trabajadores con menor nivel de instrucción y la persistencia de la brecha salarial formal-informal señalan uno de los flancos que aún permanecen débiles. La informalidad concentrada en pocos sectores es otra dimensión que agrega complejidad al problema. La asociación de la informalidad a sectores de bajo requerimiento de calificaciones, ya señalada también en otros trabajos, podría ser una guía adicional para orientar las políticas tendientes a la regularización y mejora de la calidad del empleo, en torno al estímulo a la generación de las capacidades adecuadas (Doneschi y Patrón, 2012, pág. 17).

Gráfico 3

Tasa de desempleo, país urbano, 1991-2016

(En porcentajes)

Fuente: Ministerio de Desarrollo Social (MIDES), Observatorio Social sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Encuesta Continua de Hogares.

En los últimos años, las cifras de desempleo no presentan resultados tan positivos y se ha visto un crecimiento que, si bien no es explosivo, ha sido constante.

2. Urbanización con pobreza: segregación socioterritorial

Los procesos de consolidación de una brecha social entre sectores sociales tienen un correlato claro en los procesos de segregación socioterritorial. En paralelo a lo que sucede en el caso del acceso al bienestar, el Uruguay nunca fue una sociedad en la que la población se distribuyera de manera homogénea en el territorio, independientemente de su clase social.

Sin embargo, la consolidación de la brecha social a partir de la segunda mitad del siglo XX ha tenido un correlato en la profundización de este proceso de separación de la población.

Nuevamente, si bien la relativa bonanza económica y el aumento de la inversión pública han tenido cierto impacto en la mejora de los problemas de hábitat, esto no ha logrado revertir la tendencia de segregación.

Estos procesos, a su vez, inciden en la consolidación de las diferencias a nivel socioeconómico, dado que los uruguayos que residen en las zonas pobres de las ciudades tienen más dificultades para acceder al empleo y la educación de calidad.

Los hogares pobres tienden a agruparse en espacios urbanos más homogéneos, alentando una lógica de segregación residencial, pero esta segregación, a su vez, deprime la capacidad para generar ingresos autónomos y por este motivo transforma la privación en exclusión social, pues se deterioran los canales que permitirían el tránsito de una situación de ingresos deprimidos a otra con remuneraciones relativamente más altas (Arim, 2008, pág. 92).

Ya sea por cuestiones vinculadas al capital social, a la locomoción o simplemente al estigma que genera, las investigaciones demuestran que vivir en un barrio pobre disminuye las posibilidades de protagonizar procesos de ascenso social.

3. Particularidades demográficas: bono demográfico y modelo de familia dual

El tercer elemento destacado como parte del modelo de desarrollo latinoamericano es la existencia de un bono demográfico de relativa corta duración, dada la cercanía en el tiempo de la baja de la natalidad y la mortalidad, propias de la primera transición demográfica.

Un mayor detalle de los procesos vividos por las familias uruguayas desde el principio del siglo XX supondría un trabajo en sí mismo. Sin embargo, se puede decir que durante la primera transición demográfica ciertos sectores poblacionales no acompañaron la instalación del modelo de familia nuclear que implicaba, sosteniendo arreglos familiares amplios y jóvenes.

La primera transición demográfica fue descrita primero por Notestein (1945) y las causas de este fenómeno son fundamentalmente dos. La primera tiene que ver con los procesos de mejora de la calidad de vida y los adelantos a nivel del cuidado de la salud, que permiten disminuir la mortalidad general de la población. La segunda causa ya se mencionó y está relacionada con la instalación del tipo de familia nuclear, una de cuyas consecuencias, habitualmente observada, es la disminución de la natalidad. Este proceso de transición fue vivido por el Uruguay tempranamente y tuvo sus primeras expresiones a fines del siglo XIX.

El Uruguay, a diferencia de la mayoría de los países de América Latina, inició las transformaciones propias de la primera transición demográfica a fines del siglo XIX y principios del siglo XX. La precocidad de este proceso determinó que en los años sesenta los niveles de fecundidad y mortalidad estuvieran ubicados en una etapa transicional avanzada, con una tasa global de fecundidad (TGF) de tres hijos por mujer. En los años siguientes continuó el descenso paulatino de estos indicadores, aunque a un ritmo bastante menor que el registrado en la primera mitad del siglo (Pellegrino, 2003, citado en Varela, 2007), lo que en la actualidad posiciona al país en una fase muy avanzada del proceso (en 2005 la TGF era 2,04) (INE, 2006, citado en Varela, 2007, pág. 21).

Los motivos que llevaron a que este proceso de transformación se diera tempranamente en el Uruguay son los mismos que explican la temprana emergencia de otros procesos sociales, y han sido descritos de la siguiente forma:

Las evidencias disponibles permiten visualizar como principales factores de incidencia: a) el impacto cultural de la inmigración europea sobre un territorio escasamente poblado; b) la incorporación temprana al modelo occidental; c) unida a todo ello, una urbanización temprana que ha llevado a que hoy el 91% de la población sea urbana; d) una actividad económica basada fundamentalmente en la ganadería extensiva; e) el reparto latifundista de la tierra, que ha impedido el desarrollo de una población rural, la cual suele tener altos niveles de reproducción; f) una forma de explotación de la tierra que no genera alta demanda de mano de obra; g) características de la actividad económica que no estimulan el crecimiento de núcleos urbanos intermedios y consolidan el crecimiento de la ciudad capital, principal puerto exportador (Barrán y Nahum, 1979; Pellegrino y Pollero, 1998; Varela, 2004, citados en Varela, 2007, pág. 23).

No obstante su temprano surgimiento, cuando se mira en detalle este proceso que refleja grandes cantidades de población, puede encontrarse un modelo dual, que define pautas reproductivas modernas para un sector de la población y pautas reproductivas tradicionales para otro, asociadas al nivel socioeconómico.

Ello ha dado lugar a la convivencia de modelos demográficos distintos. En términos extremos, uno está compuesto por población en condiciones sociales y económicas privilegiadas, que le permiten adoptar pautas de comportamiento reproductivo de tipo moderno, con un bajo número de hijos por mujer y un calendario de fecundidad más tardío, y otro está integrado por grandes sectores en condiciones sociales desprotegidas, que muestran un comportamiento de tipo tradicional, con un inicio más temprano de la trayectoria reproductiva (20 años en promedio), lo que da como resultado un número elevado de hijos y concluye, en muchos casos, en una fecundidad no deseada (Varela, 1995 y 2004; Paredes y Varela, 2005; Cabella, 2006, citados en Varela, 2007, pág. 24).

Esto significa que, si bien a grandes rasgos el Uruguay llevó adelante y concluyó la primera transición demográfica, la desigualdad instalada en el país nunca permitió generar una pauta homogénea en estos procesos poblacionales.

Como correlato, al final de la primera transición demográfica era posible encontrar familias que respondían al modelo nuclear y otras que mantenían viejas pautas reproductivas (familias jóvenes, con muchos hijos).

Sobre esta pauta dual el Uruguay ha vivido la segunda transición demográfica, proceso que vino a consolidar la separación mencionada.

El proceso denominado segunda transición demográfica, concepto de Lesthaeghe (2011), también se ha observado en múltiples sociedades y se caracteriza fundamentalmente por cambios en los arreglos familiares, asociados a la disminución de la tasa de natalidad en los sectores socioeconómicos medios, un aumento significativo de las familias recompuestas, un notorio incremento del nacimiento de hijos fuera del matrimonio y un incremento de la tasa de divorcios.

La desigualdad económica que impactó en la primera transición demográfica también tuvo repercusiones en el caso de la segunda transición demográfica al establecer un patrón dual de población.

Pero más allá de estas especificidades, el Uruguay comparte una característica de la región: los comportamientos demográficos se han diferenciado por sectores sociales. Como se mencionó anteriormente, si bien en el caso de la primera transición demográfica se puede hablar de dos modelos distintos que se presentan en el contexto latinoamericano en función de los sectores sociales, en el caso de la segunda transición demográfica se imponen similares consideraciones. (…) Aun cuando no podemos explayarnos aquí en el análisis de estos procesos por sectores sociales, conviene adelantar que para el caso de la fecundidad, los avances realizados demuestran un desequilibrio grande por el cual el promedio de los hijos tenidos por las mujeres menos educadas, inactivas y con condiciones de vida carentes es sensiblemente mayor que el promedio alcanzado por el otro extremo de las condiciones sociales mencionadas (Paredes, 2003, pág. 96).

En definitiva, puede observarse que, si bien el Uruguay se destaca en el contexto latinoamericano al haber llevado a cabo ambas transiciones de forma temprana, no es menos cierto que comparte con los otros países el hecho de que, si se mira con mayor detalle, este proceso global adquiere características diferenciadas por clase social.

Esto ha determinado la consolidación de una pauta reproductiva doble en la que un sector de la población, particularmente el más pobre, no ha acompañado las dos transiciones demográficas, o las ha acompañado con ciertas particularidades.

Se puede decir, entonces, que durante la primera transición demográfica ciertos sectores poblacionales no acompañaron la instalación del modelo de familia nuclear que implicaba, sosteniendo arreglos familiares amplios y jóvenes.

Asimismo, durante la segunda transición demográfica esta pauta diferenciada se mantuvo y si bien el cuestionamiento al modelo de familia nuclear es global, es en los sectores de mayor pobreza donde pueden observarse pautas más tradicionales en lo que respecta a los roles de género.

Finalmente, la desigualdad económica se refleja en los patrones de fecundidad y en los arreglos familiares polarizados, donde el riesgo se centra en las familias pobres y sobre todo en sus hijos, que cada vez más representan la mayor parte de la reproducción biológica en los países latinoamericanos. El desarrollo de América Latina se caracteriza por las profundas desigualdades y los Estados superficiales. Otro factor agravante es que la desigualdad ha alcanzado la madurez. Esto significa que los países han comenzado a envejecer y, por tanto, sus estructuras de desigualdad se han vuelto más rígidas. Este aumento de la rigidez tiene al menos dos causas. En primer lugar, los Estados de bienestar tienden a centrar sus gastos en las personas de edad, por lo que disminuye la proporción del gasto que podría haberse asignado a reducir las desigualdades originales (Filgueira, 2011, pág. 54).

Esta pauta dual de comportamiento reproductivo mantiene a un sector de la población con características de familias tradicionales, lo que se refleja en los patrones de fecundidad diferenciales de las familias pobres con un gran número de hijos y padres jóvenes. Este hecho refuerza la vulnerabilidad a modo de círculo vicioso, dado que en el Uruguay el gasto público está muy dirigido a los adultos.

En las siguientes secciones se verá cómo este contexto económico, social y demográfico da lugar a la aparición de un tipo particular de familia que se ha denominado “linaje materno”.

B. Linajes maternos, evidencia a partir de la Encuesta Continua de Hogares y el Censo de Población 2011

La estrategia de investigación consistió en un análisis de los arreglos familiares que presentan las familias uruguayas, a partir de datos de la Encuesta Continua de Hogares y el Censo de Población 2011 que realizó el Instituto Nacional de Estadística (INE).

Si bien lo que interesa es la caracterización global de las familias, el trabajo se centra en un tipo particular de arreglo familiar, caracterizado fundamentalmente por la presencia de dos o más generaciones donde todos los adultos son mujeres que pertenecen al mismo hogar y no conviven con ningún hombre mayor de edad.

A estos hogares de dos o más generaciones de mujeres se los ha denominado hogares de línea materna, por el hecho de que existen varias generaciones de mujeres conviviendo, por lo que hay una gran probabilidad de estar frente a familias que tienen características de matrilinealidad y matrilocalidad.

Es importante recalcar que esto es solo una estrategia de investigación y que no se puede afirmar que todos los hogares que presentan estas características en su arreglo familiar responden al modelo que se ha definido como linaje materno. Asimismo, el inverso también se cumple, de tal modo que muchos hogares con verdaderas características de un linaje materno no serán capturados por esta metodología que solo detecta la conformación de los arreglos familiares.

Sin embargo, como los fenómenos demográficos tienen un correlato con los biográficos, es posible asumir que, de encontrar realmente este tipo de arreglo familiar, esto constituiría un indicio muy significativo de la presencia de este tipo de hogar.

El análisis a partir de la información debe partir, como se decía, de un mapeo general de los arreglos familiares en el Uruguay, que permita delimitar la presencia de ciertos fenómenos descritos teóricamente. Para ello, se partirá de la tipología de hogares que habitualmente utiliza el INE. En los informes del INE suelen establecerse seis categorías de arreglos familiares:

i) Hogar unipersonal

ii) Hogar nuclear sin hijos

iii) Hogar nuclear con hijos

iv) Hogar monoparental

v) Hogar extendido

vi) Hogar compuesto

Sin embargo, dado que el género es un concepto clave para este estudio, se decidió dividir las categorías de hogares con jefaturas monoparentales en función de que posean un jefe de hogar de sexo femenino o masculino.

Por otra parte, se optó por dividir la categoría de hogares extendidos en función de las características del núcleo básico, estableciendo cuatro categorías: hogar extendido de base nuclear con hijos, hogar extendido de base nuclear sin hijos, hogar extendido de base monoparental femenina y hogar extendido de base monoparental masculina. Este ejercicio ha permitido construir una tipología de 12 tipos de hogar:

i) Hogar unipersonal masculino

ii) Hogar unipersonal femenino

iii) Hogar nuclear sin hijos

iv) Hogar nuclear con hijos

v) Hogar monoparental femenino

vi) Hogar monoparental masculino

vii) Hogar extendido de base nuclear sin hijos

viii) Hogar extendido de base nuclear con hijos

ix) Hogar extendido de base monoparental femenina

x) Hogar extendido de base monoparental masculina

xi) Hogar unipersonal extendido (una persona con otro pariente)

xii) Hogar compuesto

Dada esta nueva categorización de los arreglos familiares, el primer elemento que puede apreciarse con claridad, a partir de los datos de la Encuesta Continua de Hogares 2015, es que los hogares nucleares con hijos, si bien continúan representando el arreglo familiar más frecuente, no alcanzan a representar un tercio del total de hogares del país.

Al constituir el hogar nuclear con hijos menos de un tercio del total de hogares, se observa con claridad que el proceso que se ha descrito como segunda transición demográfica evidentemente ha tenido un impacto significativo en nuestro país.

El segundo elemento que hay que destacar, y que representa un dato importante en el contexto de esta investigación, es la importancia de los hogares monoparentales femeninos y de los hogares extendidos de base monoparental femenina. Ambos tipos de arreglos, considerados en conjunto, constituyen el 14,2% del total de hogares del país.

Este dato, significativo por sí mismo, se torna aún más relevante cuando se compara lo que sucede con la misma situación a la inversa: los hogares monoparentales masculinos y los hogares extendidos de base monoparental masculina en conjunto representan tan solo el 2,5% del total de los hogares (véase el gráfico 4).

El segundo elemento que se puede definir, una vez que se ha determinado la existencia de un importante número de arreglos familiares cuyas jefas de hogar son mujeres, es el hecho de que este tipo de arreglo presenta una tendencia importante a la vulnerabilidad socioeconómica (véase el gráfico 5).

Gráfico 4

Distribución de los hogares según tipo de hogar, sobre la base de la Encuesta Continua de Hogares 2015, total del país

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia, sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Encuesta Continua de Hogares, 2015.

Gráfico 5

Hogares pobres y no pobres según tipo de hogar, sobre la base de la Encuesta Continua de Hogares 2015, total del país

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Encuesta Continua de Hogares, 2015.

La explicación de este fenómeno haciendo referencia al número de aportantes no sería pertinente en este caso. Si se analizan los hogares monoparentales masculinos, se observa que solo el 5,5% son pobres, cifra que está por debajo del 6,6% de pobreza promedio de los hogares.

Sin embargo, cuando se destaca la cantidad de hogares pobres según el tipo de hogar, se observa que los dos valores más altos son el hogar extendido de base monoparental femenina, con un 19% de hogares pobres, y el hogar monoparental femenino, con un 13% de hogares pobres. Estos datos permiten establecer al menos dos conclusiones importantes que coinciden en términos generales con nuestras hipótesis.

En primer lugar, existe una marcada diferencia por sexo en lo que se refiere a la jefatura de hogar, ya que son mucho más frecuentes los hogares monoparentales de jefatura femenina que los hogares monoparentales de jefatura masculina, en una relación del 14,2% frente al 2,5%. Este dato puede leerse razonablemente como un reflejo de nociones vinculadas al género y a las responsabilidades diferenciales de hombres y mujeres en la crianza de los hijos.

La segunda conclusión importante es que estos hogares son con más frecuencia más pobres que los masculinos y que todos los otros tipos de hogar en general.

Si bien es cierto que la tendencia general indica que la tenencia de hijos y la presencia de un único aportante son causas explicativas de la pobreza, el sexo aquí opera intensificando este fenómeno, ya que los hogares de jefatura femenina son los que con mayor frecuencia se ubican por debajo de la línea de pobreza. Esto coincide con nuestra identificación de los linajes maternos como pertenecientes a lo que se ha definido como el Uruguay vulnerado.

Como se señaló al comienzo de esta sección, el hecho de trabajar con datos secundarios supone diseñar estrategias tendientes a visualizar en estos datos evidencias, toda vez que la medición del fenómeno no es directa.

Es así que la hipótesis es la presencia de linajes maternos, es decir, arreglos familiares en los que la línea familiar se conserva por la rama femenina, y que, a su vez, tienen características de matrilocalidad, entre otras. En este sentido es posible pensar que muchos de estos hogares responderán a una estructura de varias generaciones de mujeres conviviendo. De este modo se cumplirían, en teoría, ambas características: la de la línea conservada por rama femenina y la de la convivencia.

En tal sentido, como estrategia de investigación, se ha propuesto cuantificar el número de hogares que cuenten con las siguientes características:

•Jefatura femenina.

•Dos o más generaciones de mujeres adultas conviviendo.

•Ningún varón mayor de edad conviviendo.

Los resultados obtenidos muestran que el 2,6% de los hogares responde a este modelo, según la ECH 2015. Si bien este número puede no parecer tan impresionante, hay que tener en cuenta que se trata de unos 30.000 hogares en todo el país. Si se considera que se trata de hogares extendidos y que, por ende, tienen un promedio mayor de personas, es importante decir que este tipo de hogar representa el 4,2% de los habitantes del país (unas 143.000 personas).

Estos resultados también parecen significativos si se realiza el ejercicio de aplicar la metodología inversa, esto es, intentar detectar hogares de línea paterna. Si se aplica exactamente la misma metodología, pero cambiando el sexo, los resultados son muy claros: tan solo un 0,3% de los hogares, según la ECH 2015, responden a este patrón.

Estos datos vienen a reafirmar algunos elementos que ya se habían detectado cuando se comparó la cantidad de hogares monoparentales femeninos con los masculinos. Lo que ocurre es que cuando se aplica esta metodología en particular, el fenómeno se visualiza aún con más fuerza.

En tanto que en términos generales los hogares monoparentales guardan una relación de 6 a 1 en cuanto a jefatura femenina frente a masculina, estos tipos particulares de hogares, que también son hogares de base monoparental, guardan una relación de 10 a 1 en cuanto a jefatura femenina frente a masculina.

También se observa que los indicadores de pobreza en este caso particular se disparan y el porcentaje de hogares por debajo de la línea de pobreza llega al 19,4% y es mayor que cualquiera de los tipos de hogar previamente analizados y abrumadoramente mayor que el 6,4% de los hogares en general, según la ECH 2015.

Esto significa que uno de cada cinco de estos hogares no logra superar la línea de pobreza. Sin embargo, para tener una noción más clara de la distribución de este tipo particular de hogar puede ser interesante visualizar la distribución según quintiles de ingreso. Esta metodología nos permite describir con precisión si existe una correlación entre la pertenencia a este tipo de arreglo familiar y el ingreso.

La mayor correlación entre la pertenencia a quintiles más pobres de población la presenta el tipo de hogar que hemos definido como hogar de línea materna, tal como puede apreciarse en el gráfico 6.

Gráfico 6

Distribución según quintiles de ingreso de hogares de línea materna, Encuesta Continua de Hogares 2015

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Encuesta Continua de Hogares, 2015.

En este caso, el 87,7% de los hogares forma parte del 60% más pobre de la población, lo que para la Encuesta Continua de Hogares 2015 implicaba contar con menos de 10.500 pesos per cápita por todo concepto de ingreso al mes en Montevideo y con 7.000 pesos en el interior[3].

Asimismo, los hogares que responden a este tipo de arreglo familiar y que pertenecen al 20% más rico de la población representan tan solo el 3% del total. Esta distribución en función de los quintiles de ingreso es la menos ventajosa que puede encontrarse.

Al analizar información proveniente del Censo de Población 2011 (INE) se puede ampliar un poco la caracterización de estos hogares en términos de la presencia de necesidades básicas insatisfechas, acceso a la educación y distribución geográfica.

Con relación al primero de estos puntos, en el gráfico 7 se observa que la presencia de necesidades básicas insatisfechas es más significativa en este tipo de hogares, si se compara con el promedio de la población.

Gráfico 7

Distribución de necesidades básicas insatisfechas según tipo de hogar,

Censo de Población 2011

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Censo de Población 2011.

Esto es coincidente con el nivel educativo alcanzado por la jefa de hogar en los hogares de línea materna, que es sensiblemente más bajo si se compara con el nivel educativo alcanzado por el promedio de los jefes de hogar (véase el gráfico 8).

Por último, es posible analizar que este tipo de hogar es mucho más frecuente en el norte del país, con una expresión intermedia en el centro y menor frecuencia en el sur. La excepción es Montevideo, cuyo guarismo se acerca más a la media nacional (véase el mapa 1).

Gráfico 8

Máximo nivel educativo alcanzado por el jefe de hogar según tipo de hogar, Censo de Población 2011

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Censo de Población 2011.

Mapa 1

Hogares de línea materna respecto del total de hogares por departamento, Censo de Población 2011

(En porcentajes)

Fuente: Elaboración propia sobre la base de Instituto Nacional de Estadística (INE), Censo de Población 2011.

Las hipótesis sobre las causas de esta distribución geográfica pueden ser varias: desde la asociación de este fenómeno con la pobreza, cuya incidencia es mayor en el norte y centro del país, hasta razones de orden cultural.

C. Linajes maternos en el Uruguay vulnerado: la construcción subjetiva

En esta sección se presentan los principales hallazgos de la estrategia de investigación que se centró en la realización de un conjunto de entrevistas semiestructuradas a referentes de hogares pertenecientes al Uruguay vulnerado.

La intención fue poder vislumbrar el modo en que las dimensiones de análisis surgían en el discurso de estas mujeres. Las entrevistas se realizaron en 2015 a mujeres jefas de hogar de familias atendidas por el Programa Cercanías del Ministerio de Desarrollo Social (MIDES).

La población atendida por el Programa Cercanías forma parte del Uruguay vulnerado y se selecciona a partir de un conjunto de indicadores que operan como criterios de focalización.

Asimismo, la selección de las mujeres a entrevistar se efectuó con el apoyo de los Equipos Territoriales de Atención Familiar (ETAF). Se seleccionaron jefas de hogar que estuvieran dispuestas y en situación de contestar una entrevista de tales características.

Se realizaron un total de ocho entrevistas en Montevideo, siguiendo el criterio de saturación. Las edades de las mujeres entrevistadas son 24, 35, 43, 47, 53, 53, 57 y 59 años, respectivamente.

Las dimensiones de análisis fueron las que se han definido teóricamente con anterioridad:

•Relaciones de pareja

•Roles de género

•Filiación y parentesco

•Transición a la vida adulta

A partir de estos ejes de análisis se ha intentado describir los componentes de lo que aparece como un modo coherente de concebir la familia y que se ha definido como linaje materno.

1. Roles de género y relaciones de pareja tradicionales y patriarcales

Se encontró una visión tradicional y patriarcal de las relaciones de género, con roles definidos y diferenciados en función de una división tradicional del trabajo por sexo. Esta visión se expresa en la asociación del rol femenino al cuidado y lo doméstico, y del rol masculino a la provisión material y lo público.

- Y al tiempo conocí a este hombre, un hombre trabajador y todos los días tenía mi comida, la casa, todo y después fueron cambiando las cosas. (Referente 4)

Un matiz es el que refiere al rol masculino, que en algunas de las entrevistadas aparecía como no exclusivamente proveedor. Si bien este papel proveedor no se cuestiona, también se encontró que existía la expectativa de que el hombre colaborara en el cuidado de los hijos y cumpliera un rol afectivo.

No obstante, esta dimensión siempre es vista como un complemento de la función principal.

- Para mí, las obligaciones de la madre, bañarlos, cuidarlos, llevarlos a la escuela, la obligación de los padres es todo. Es como el padre, el padre también tiene que preocuparse si ellos están enfermos, si están mal, si les duele algo, si les pasa algo, cómo se sienten. (…)

- El trabajo para mí tiene que ser más del padre. La madre más bien es para cuidarlos, preocuparse por ellos, estar. (Referente 1)

En los dos casos el discurso presenta ciertas contradicciones. Si bien se menciona la igualdad entre hombres y mujeres como un valor positivo, después se describe una realidad en la que no se ha tenido una participación en la vida laboral fuera del hogar. Esto puede leerse como una contradicción o como expresión de la diferencia entre un ideal deseado y una realidad vivida.

- Y la desigualdad sí existe, todavía existe. El machismo en este país sigue existiendo, es un asco. (…)

- ¿Cuándo arrancaste? (respecto del trabajo remunerado)

- Y, arranco cuando lo dejo a este muchacho, en el 2013, cuando lo denuncio. (Referente 4)

Si bien se expresa que idealmente la relación debe ser igualitaria, en la narración de la biografía se establece con claridad que esta convicción no ha sido llevada a la práctica y que la mujer ha cumplido un rol claramente tradicional.

Sin embargo, lo que aparece con mayor contundencia en el relato de vida de todas las mujeres entrevistadas es que ninguna de ellas cuestiona en ningún momento el hecho de ser quienes deben tener la responsabilidad primera en la crianza de sus hijos.

2. La filiación presenta indicios de matrilinealidad y matrilocalidad

Un segundo elemento, vinculado por supuesto a una noción tradicional de los roles de género, es la presencia de indicios de matrilocalidad.

Estos indicios se pudieron vislumbrar al menos en tres aspectos que aparecen en las entrevistas. En primer lugar, existe una asociación entre los conceptos de hogar y mujer, expresada en la mención de los hogares asociados a mujeres significativas (la casa de mi madre, la casa de mi abuela, la casa de mi suegra). En segundo término, aparece la idea de que los hijos siempre deben vivir con la madre cuando los padres se separan, y en algunos casos también aparece la idea de que deben continuar viviendo con la madre aun cuando hayan formado su propia pareja. Por último, esta dimensión se expresa en la preocupación, presente en todas las mujeres, de resolver el tema de la vivienda, como extensión de su ejercicio de la maternidad.

Con relación al primer punto existe una asociación directa entre los conceptos de mujer, madre y hogar. Si bien esto está relacionado con un rol de género tradicional, la intensidad con que se asocian estos conceptos debe destacarse.

Esta asociación viene dada también desde el origen familiar, ya que muchas de estas mujeres tienen en su propia historia la referencia de mujeres que han participado de su crianza.

- Desde que te fuiste de la casa de tus padres por ejemplo, ¿cómo fue?

- La casa de mis padres no, la casa de mi madre… (Referente 2)

Desde la perspectiva de estas mujeres, todos los hogares están vinculados a una mujer: la casa de la madre, la casa de la abuela, la casa de la suegra.

Asimismo, esta dimensión también se expresa en la necesidad, planteada por todas las mujeres, de resolver su problema de vivienda, como una extensión de su obligación como madres.

- Porque yo vivía con la abuela. En realidad vivíamos los dos, porque cuando recién éramos novios, yo después al tiempo quedé embarazada de mi primera hija que tiene 8 años ahora, y vivíamos con mi abuela. (Referente 4)

- Vivía en la casa de mi suegra. Primeramente vivíamos en la casa de mi suegra, pero vivir en la casa de mi suegra era como…, ella vivía en otro mundo. (Referente 1)

A esto se suma que, como ya se indicó, en algunos casos se expresa el deseo de que los hijos continúen viviendo con ellas aun cuando formen sus propias parejas. Si bien las dificultades de orden económico y de cuidados pueden ser el motivo por el que la residencia de la nueva pareja se asocie al hogar materno, esto no es vivido necesariamente como algo negativo.

- Me gustaría verme con una casita, para mí y para ellos, un terrenito por si ellos quieren edificarse al lado mío. Y hoy o mañana ellos verán si formarán familia o no y bueno, si dios me da vida, seguir ayudándolos y dándole para adelante con sus hijos, y que cada uno tenga su hogar o su familia. (Referente 4)

Concomitantemente, en aquellos casos en que la nueva pareja se muda a un hogar propio este es vivido como el hogar de madre con sus hijos y el padre es quien debe abandonar el hogar en caso de que la pareja se diluya.

- ¿Y qué pasa cuando se separan? ¿Quién te parece que se tiene que quedar en la casa?

- Para mí, la madre. (Referente 1)

Es importante mencionar que estos elementos no aparecieron en todas las entrevistas del mismo modo. Sin embargo, lo que sí apareció con mucha fuerza, y en todos los casos, fue la preocupación por resolver el tema de la vivienda, entendida como una extensión del rol femenino de crianza y asociada, a su vez, a la visión de la mujer como la única opción en lo que respecta a hacerse cargo de los hijos después de una separación.

- Después le pedí a los chicos de ETAF que me hicieran una carta, y la llevé como pude, casi arrastrando con la pierna, allá a la calle, bue, no me acuerdo de la calle, que queda entre Paysandú y Uruguay, la calle del Sunca. Le llevé la carta y como al mes enseguida me llamaron que iban a empezar a venir todos los miércoles. (Referente 8)

A la presencia de una estructura de género tradicional, la asociación de la figura femenina al hogar, se agrega la presencia de ciertos indicios de matrilinealidad.

Estos indicios se pueden percibir en el hecho de que no se describe de parte de los varones un rol significativo ni como padres de estas mujeres, ni como padres de sus hijos. De modo que la filiación comienza a ser percibida con mayor fuerza por línea materna.

La importancia asignada a la madre en la familia es superlativa, tanto en lo que tiene que ver con su propia crianza en tanto hijas, como en el rol que cumple como madre.

- Y mi mamá también fue jefa de hogar. Y mi abuela también.

- ¿También sola?

- Aja, pero con varios maridos, pero tá. O sea que vengo de un gran linaje que la lucharon, y pobres. (Referente 2)

Esto se refuerza por el hecho de que la figura materna aparece con mucha importancia, si bien no siempre se tiene una imagen completamente positiva, en tanto que la figura paterna de estas mujeres es negativa o no aparece con fuerza alguna.

- Y antes de juntarte, ¿con quién vivías?

- Con mi madre, prácticamente sí. No me despegaba de la pollera de mi madre, grandota igual andaba siempre con mi madre… (Referente 7)

Como consecuencia lógica de la coexistencia de una mirada tradicional de los roles de género, que asigna a los hombres un rol público y proveedor, pero con dificultad para cumplirlo por la pertenencia a sectores de pobreza, se encuentra una figura masculina debilitada y que suele visualizarse como negligente respecto de sus responsabilidades. Esta mirada negativa respecto de los hombres suele ser tanto respecto de sus padres, como de sus esposos.

- Ojalá yo hubiera tenido un padre, en serio, así sea separada, hoy en día la parte paterna hubiera influido en mis dos relaciones con mis hijas. (Referente 5)

A esto se suman las frecuentes rupturas de la pareja, en las que no se cuestionan dos elementos centrales: los hijos y el hogar están vinculados a la figura femenina, por lo que obviamente es el hombre quien debe abandonar el hogar.

Esta compulsión a abandonar el hogar parece existir en los hombres cuando se rompe el vínculo de pareja, pero también como marcador del pasaje a la vida adulta, como se verá más adelante.

- El papá de los más grandes está en Buenos Aires, hace muchísimos años, cuando Nahuel tenía un año. Y el papá del más chico, lamentablemente está en situación de calle porque es adicto a la pasta base, hace muchos años que estoy separada. (Referente 6)

Por último, cabe mencionar que todas las mujeres entrevistadas narran algún episodio de violencia ejercida por hombres hacia ellas, ya sea de índole sexual o física, que muchas veces se presenta en la narración como asociada a episodios de consumo problemático de drogas o alcohol.

- Tuve cinco hijos con ese hombre, casi me llevó a la muerte y por suerte hoy en día me dejé. Hizo lo que quiso conmigo, yo era una esclava, no me podía desprender porque tenía que seguir luchando por el techo y la comida de mis hijos, para que ellos no pasaran por lo que yo pasé y bueno, tá, la vida continúa y bueno. (Referente 4)

Cabe destacar que la totalidad de las entrevistadas narra este tipo de episodios y es posible suponer que estas experiencias hayan deteriorado aún más la percepción de los hombres en la mirada de estas mujeres.

3. Transiciones a la vida adulta diferenciadas por género

El último punto del modelo supone que la transición a la vida adulta debe estar claramente diferenciada por género.

En tanto que las mujeres se convierten en adultas fundamentalmente a partir del momento en que se vuelven madres, los varones pasan a ser adultos cuando salen al mundo público y del trabajo.

En el caso de las mujeres entrevistadas, la amplia mayoría menciona la maternidad como hito de pasaje a la vida adulta.

- No sé. La mujer sí, puedo decir. En mi caso fue tener un hijo, me volví adulta en el mismo momento que lo tuve a él, que tuvo la primera crisis de asma, que la tuvo a los 23 días, y lo tuve internado, y tenía 17 años, y lloraba y necesitaba mi atención, y necesitaba estar así, y el gurí no se quedaba así, y yo me sentaba con él acá. O mi vieja me encontraba llorando con él, o sea llorando porqu e no podía dormir, las veces que viví con mamá. (Referente 2)

En otros casos, no obstante, también se menciona la transición a la vida adulta a partir del comienzo de la realización de trabajo doméstico o del inicio de la vida sexual. En este último caso se asocia a la idea de hacerse mujer como pérdida de la inocencia infantil.

- En relación a…, estábamos hablando de cuando vos eras chica, de cuando te juntaste y eso, ¿cuándo sentís vos que te hiciste grande, adulta, en qué momento?

- Yo me sentí adulta de toda una vida, me pasé golpeando, a los 9 años me violaron, y ya me hice así. (Referente 8)

Con relación a los hombres es más difusa la definición del pasaje a la vida adulta. Esto puede deberse al hecho de que la pregunta implicaba responder algo que no remitía directamente a su historia de vida.

Aun así, esta construcción de transiciones a la vida adulta diferenciadas por género aparece en varias de las entrevistas.

- No, es cuando cumplen cierta edad y ya sienten que tienen que madurar, que ya no son unos adolescentes, que la adolescencia ya pasó.

- ¿Y eso es al mismo tiempo para las mujeres que para los hombres o te parece que hay alguna diferencia?

- No, hay un poco de diferencia sí, porque nosotras como mujeres cuando nos damos cuenta que somos madres. (Referente 1)

En muchos casos aparece en estas mujeres expresado el deseo de que sus hijos varones trabajen, como forma de proyectar un futuro de adultos deseable.

D. Reflexiones finales

Como se planteó al comienzo, el fenómeno estudiado surge en el contexto socioeconómico del Uruguay, que posee ciertas particularidades que lo emparentan con el modelo de desarrollo latinoamericano.

Las características de este modelo de desarrollo son: la desigualdad establecida a lo largo de la historia, los procesos de urbanización signados por la pobreza y ciertos procesos demográficos que determinan un breve período de bono demográfico.

Respecto del primero de estos puntos, y contrariamente a lo que en muchos casos ha sido la autopercepción del Uruguay, la desigualdad es un hecho histórico, que se mantiene a pesar de las fluctuaciones.

Si bien los indicadores de pobreza y desigualdad han ido variando, estos procesos históricos de larga duración han definido una situación de estratificación que forma parte del modelo de desarrollo.

Por su parte, las respuestas del Estado no se han adecuado a esta realidad y su inversión continúa teniendo marcados sesgos. El grueso del gasto del Estado se orienta a sectores integrados (a partir del gasto en salud y educación), a las personas de más edad (a partir del gasto en seguridad social) y a los varones (ya que no se toma en cuenta la transferencia de género que supone el trabajo no remunerado que realizan de manera mayoritaria las mujeres).

En este contexto, las mujeres y los jóvenes pobres son los menos beneficiados por las respuestas del Estado y además son los que tienen mayores dificultades para acceder al empleo.

Es importante destacar que el crecimiento económico de la última década, sumado al incremento del gasto público social llevado adelante por los gobiernos progresistas, ha mejorado los indicadores de pobreza e indigencia, y desigualdad. Sin embargo, no puede hablarse de un cambio general del modelo.

Con referencia a los resultados de la investigación, en particular al análisis de la dimensión demográfica, es posible obtener varios datos. En primer lugar, los hogares que poseen jefatura monoparental femenina alcanzan un 14,2%, lo que contrasta con el 2,5% de los hogares con jefatura monoparental masculina.

En segundo término, estos hogares monoparentales son mucho más frecuentemente pobres: un 13% y un 19%, según se considere hogar monoparental de jefatura femenina u hogar monoparental extendido de jefatura femenina, frente a una media de pobreza del 6,6% en la totalidad de los hogares.

En tercer lugar, a partir del modelo creado para visualizar los posibles hogares matrilocales o matrilineales, se puede decir que un 2,6% de los hogares responden a lo que se ha definido como hogares de línea materna. Si bien el número puede no parecer tan importante, cabe recordar que el modelo suponía un arreglo familiar de tres generaciones conviviendo, en el que todos los adultos eran mujeres. En términos numéricos se trata de unos 30.000 hogares y un 4,2% de las personas, es decir, unas 143.000 personas en todo el país.

Se puede afirmar que este tipo de hogar es mucho más frecuentemente pobre: tal como se observó, uno de cada cinco de estos hogares está por debajo de la línea de pobreza y ocho de cada diez pertenecen a los tres primeros quintiles de ingreso. Asimismo, un 41% de estos hogares cuenta con al menos una necesidad básica insatisfecha, según el Censo de Población 2011.

Con relación a la segunda línea de investigación, se afirma que existen indicios fuertes respecto del surgimiento de lo que hemos definido como linaje materno, y cuyas características son las que se detallan a continuación.

En primer lugar, la concepción patriarcal está presente y define roles que, en el contexto de la familia, implican para las mujeres responsabilidades de crianza y para los hombres responsabilidades de provisión económica.

Sin embargo, como consecuencia de integrar los sectores más vulnerados de la población, los hombres no pueden cumplir plenamente con este rol, motivo por el cual las mujeres los ven como negligentes.

Del otro lado existe una fuerte asociación entre las ideas de madre, hogar y casa, que se traduce en una asociación de la madre con sus hijos. En definitiva, la filiación se concreta fuertemente por línea materna, y los hombres se presentan como más inconstantes en su presencia física y como una figura que aparece con mucha menos fuerza. Esta asociación también habla de una tendencia matrilocal, explicitada en algunos casos en los que se transmite el deseo de que los hijos vivan con la madre, aun cuando hayan formado sus respectivas familias.

De este modo, la filiación por línea femenina y la separación de los roles de páter y genitor asociados a un rol proveedor desvalorizado son elementos del modelo.

Como parte integrante del modelo, las transiciones a la vida adulta de varones y mujeres están claramente diferenciadas: en el caso de las mujeres esta transición se da al convertirse en madres, mientras que en los varones ocurre cuando ingresan al mundo público y del empleo.

Tanto en lo que respecta a la caracterización de este fenómeno en términos estadísticos, como con relación al análisis de las subjetividades involucradas, a partir de esta primera caracterización y cuantificación del fenómeno quedan muchas líneas de investigación abiertas.

Solo por mencionar algunas se puede destacar la relación entre el contexto económico y el surgimiento del fenómeno, el motivo de su distribución geográfica, una descripción mucho más detallada de la subjetividad de las personas que integran estos hogares o una profundización en la mirada de los varones del Uruguay vulnerado.

Para finalizar, conviene decir algunas palabras sobre la relevancia política de este fenómeno. Si bien la diversidad en las formas en que las familias son estructuradas y entendidas no debería considerarse en sí misma una situación problemática, el hecho adquiere otra complejidad si se traspasa la delgada frontera entre la diversidad y la desigualdad.

Lejos de ser algo negativo, el hecho de que las familias no respondan a un único patrón de organización puede implicar mayores niveles de libertad, en tanto existen más modelos y, por ende, opciones aceptables a la vista de la sociedad.

Sin embargo, cuando los modelos se asocian a sectores socioeconómicos de población esto significa que las diferencias que en principio son de orden económico se trasladan a otros aspectos de la vida, algunos de ellos tan íntimos y personales como las ideas de familia, paternidad, maternidad y filiación. Lejos de implicar mayor diversidad, esto supone un proceso de segregación y representa un verdadero desafío para el país en términos de integración.

Bibliografía

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[1] Artículo elaborado sobre la base de la tesis homónima, presentada para la obtención del título de Magíster en Trabajo Social, Facultad de Ciencias Sociales, Universidad de la República del Uruguay. Si bien sobre este trabajo de investigación ya se ha elaborado otra publicación, esta fue de menor envergadura, véase [en línea] http://cienciassociales.edu.uy/departamentodetrabajosocial/wp-content/uploads/sites/5/2018/08/linajesmaternos.pdf. Este artículo es original y es la única publicación que recoge todos los resultados de las dos estrategias de investigación llevadas adelante en el marco del citado trabajo de investigación.

[2] Docente de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de la República, Montevideo. Correo electrónico: mateo.berri@cienciassociales.edu.uy.

[3] Aproximadamente 390 dólares y 270 dólares a la cotización del peso uruguayo de 2015.

Orientaciones para los autores de la revista Notas de Población

Orientaciones para los autores de la revista Notas de Población

La revista Notas de Población es coordinada por su Comité Editorial, al que corresponde la responsabilidad de elaborar cada número en todas sus etapas, consignando todas las decisiones que permitan presentar contribuciones de calidad científica. Dicho Comité está conformado por profesionales del Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (CELADE)-División de Población de la CEPAL y cuenta con el apoyo del Consejo Editorial de la revista en los procesos de evaluación de artículos.

Consideraciones generales

En Notas de Población se publican artículos originales e inéditos sobre estudios de población, con un enfoque multidisciplinario que abarca, además del ámbito específico de la demografía, las relaciones entre la dinámica demográfica, los fenómenos económicos y sociales, el desarrollo, los derechos humanos y la sostenibilidad ambiental. Los artículos se deberán orientar de preferencia a países de América Latina y el Caribe, si bien en ocasiones podrán incluirse contribuciones relativas a otras regiones del mundo. La revista se publica tanto en versión impresa como en formato electrónico en el portal de la CEPAL.

Los manuscritos deben estar escritos en español, aunque también podrán admitirse materiales en otros idiomas, que, de ser aceptados, serán traducidos al español por la CEPAL para su publicación. Excepcionalmente, según el interés de la revista y previo consentimiento del autor, se publicarán traducciones de artículos ya publicados en otras lenguas. La revista sigue un estilo libre y abierto; sin embargo, se podrán preparar números especiales a juicio del Comité Editorial.

Los autores de los trabajos pueden ser individuales o colectivos y son los responsables de su obra. Los derechos de autor de los artículos publicados por la revista pertenecen a las Naciones Unidas.

Los artículos deberán enviarse por correo electrónico a: celade-notasdepoblacion@cepal.org. Junto con el texto original, cada artículo debe incluir lo siguiente:

• Título.

• Datos del autor o los autores: deben figurar el nombre completo, títulos académicos, afiliación institucional, dirección electrónica y algún dato relevante del texto, como por ejemplo, el nombre del proyecto de investigación del que se deriva el artículo, si procede.

• Un mínimo de cinco palabras clave y un máximo de ocho.

• Un resumen de 160 palabras, como máximo, en el que se sinteticen sus propósitos y conclusiones principales.

• Bibliografía, de acuerdo con las normas editoriales de la revista.

• Un archivo de Excel que contenga todos los gráficos editables en el orden en que aparecen en el texto.

• Una declaración concisa y clara de que el artículo es original, no ha sido publicado anteriormente y no se encuentra en proceso de revisión en ninguna otra publicación, sea en formato impreso o electrónico.

Procedimiento de selección

Todos los artículos recibidos serán sometidos a una revisión inicial por parte del Comité Editorial, que verificará el cumplimiento de las normas editoriales básicas de la revista, la pertinencia temática y la adecuada estructuración del trabajo como artículo científico.

Los artículos que superen esta primera etapa serán sometidos al arbitraje de dos evaluadores externos mediante el sistema de doble ciego, que conserva el anonimato tanto de los autores como de los árbitros o dictaminadores. Los evaluadores que participan en el proceso de arbitraje de los artículos provienen en su mayoría del Consejo Editorial. En caso necesario, es posible que se invite a especialistas que no forman parte de este.

Los árbitros evaluarán la pertinencia, relevancia y novedad del tema de acuerdo con la orientación de la revista, junto con la originalidad y el aporte conceptual o metodológico del artículo con respecto a los estudios de población. Asimismo, analizarán si el trabajo se ha estructurado y ordenado adecuadamente, es decir, si se presentan con claridad los datos, la metodología, los objetivos y las hipótesis; si los cuadros, recuadros, gráficos, mapas y diagramas son ilustrativos y claros; si las referencias se encuentran actualizadas y correctamente citadas, y si existe coherencia entre los objetivos y los resultados del estudio.

Los evaluadores emitirán un dictamen que se concretará en una de las tres opciones siguientes: publicación con cambios menores, publicación con cambios mayores o rechazo del artículo. En caso de que el dictamen sea de publicación con cambios, los árbitros detallarán las modificaciones que consideren pertinentes para mejorar el artículo y estas serán comunicadas al autor, quien, previa aceptación, deberá enviar la versión definitiva dentro del plazo que el Comité Editorial establezca.

Si se produjeran divergencias en los dictámenes de los árbitros, el Comité Editorial de la revista procederá a una revisión adicional. Las decisiones sobre los artículos rechazados por los dictaminadores son inapelables y solo se comunicarán de manera general a los autores. No obstante, en caso de requerirse, se enviarán los comentarios a los autores.

De acuerdo con el procedimiento editorial establecido en la CEPAL, los artículos se someterán a evaluación a medida que se vayan recibiendo. Los trabajos entregados una vez finalizado el período de recepción de artículos pueden no ser incluidos en el número de la revista en curso. Podrán postularse nuevamente al número siguiente, siempre y cuando hayan sido aceptados por los dictaminadores. En este caso, los autores deberán seguir las instrucciones que les indique el Comité Editorial.

El Comité Editorial se reserva el derecho de efectuar modificaciones de estilo y forma al contenido del texto, al título, a los cuadros y recuadros y a los elementos gráficos, con el fin de satisfacer las exigencias editoriales de la revista.

Política editorial

Los autores se comprometerán a no presentar el material a ninguna otra revista durante los tres meses transcurridos desde la recepción del artículo, plazo dentro del cual recibirán respuesta confirmando o no la publicación del artículo.

En caso de aceptación con cambios del artículo, los autores se comprometen a cumplir los plazos de revisión e introducción de las modificaciones sugeridas a fin de no retrasar el calendario de edición y publicación de la revista.

Normas editoriales

Extensión: el texto de los artículos no debe exceder las 10.000 palabras (incluidos cuadros, recuadros, gráficos, mapas, diagramas, notas y bibliografía).

Formato: el texto debe enviarse en un archivo electrónico de Word. Dado que la impresión del documento se realiza en blanco y negro, debe evitarse toda mención a los colores empleados en cuadros, gráficos, mapas y diagramas, sin perjuicio de que en el formato dispuesto en la página web el archivo pueda contener dichos colores.

Cuadros: deben insertarse en el archivo Word, como contenido editable, en el lugar que corresponda dentro del texto.

Gráficos: deben insertarse en el archivo de Word, en forma de imagen, en el lugar que corresponda dentro del texto. Es indispensable adjuntar además un archivo de Excel que contenga todos los gráficos editables en el orden en que aparecen en el texto. En el archivo de Excel cada gráfico debe ocupar una hoja, en cuya pestaña se debe indicar el número del gráfico.

Diagramas: deben insertarse en el archivo de Word, como contenido editable, en el lugar que corresponda dentro del texto.

Mapas: deben insertarse en el archivo de Word, en forma de imagen, en el lugar que corresponda dentro del texto y, además, adjuntarse en un archivo editable con las extensiones eps, pdf o ai (Illustrator).

Referencias a cuadros, recuadros y elementos gráficos: en el texto debe haber al menos una referencia a cada cuadro, recuadro, gráfico, mapa o diagrama. Asimismo, todos estos elementos deben incluir el título, la fuente y la unidad de medida de los datos presentados, si procede.

Fórmulas matemáticas: se sugiere numerar las fórmulas matemáticas con cifras arábigas entre paréntesis y alineadas a la derecha.

Notas explicativas: todas las notas deben insertarse a pie de página y estar numeradas correlativamente.

Referencias bibliográficas: cada referencia bibliográfica mencionada en el texto debe incluir, entre paréntesis, el apellido del autor y el año de publicación.

Bibliografía: debe figurar al final del texto. Los registros bibliográficos se presentarán en orden alfabético por el apellido del autor, seguido del nombre de pila, el año de publicación entre paréntesis, el título completo, la ciudad de publicación y la editorial.

Ejemplos:

Libro con dos autores:

Auerbach, A. y L. Kotlikoff (1987), Dynamic Fiscal Policy, Cambridge, Cambridge University Press.

Artículo con tres autores:

Auerbach, A., J. Gokhale y L. Kotlikoff (1994), “Generational accounting: a meaningful way to evaluate fiscal policy”, Journal of Economic Perspectives, vol. 8, Nº 1.

Publicación electrónica con más de tres autores:

Mason, A. y otros (2009), “National Transfer Accounts Manual. Draft Version 1.0” [en línea]

http://www.ntaccounts.org/doc/repository/NTA%20Manual%20V1%20Draft.pdf.

Autor institucional:

CEPAL (Comisión Económica para América Latina y el Caribe) (2009), Panorama Social de América Latina, 2008 (LC/G.2402-P/E), Santiago. Publicación de las Naciones Unidas, Nº de venta: S.08.II.G.89.

Mismo autor, mismo año:

Lee, R. (1994a), “The formal demography of population aging, transfers, and the economic life cycle”, Demography of Aging, Linda G. Martin y Samuel H. Preston (eds.), Washington, D.C., National Academy Press.

(1994b), “Population age structure, intergenerational transfers, and wealth: a new approach, with applications to the U.S.”, Journal of Human Resources, vol. 29, Nº 4, número especial.

Guidelines for authors of Notas de Población

The journal Notas de Población is coordinated by its Editorial Committee, which is responsible for preparing each issue from start to finish, and ensuring that all contributions are up to scientific standard. This Committee comprises professionals from the Latin American and Caribbean Demographic Centre (CELADE)-Population Division of ECLAC and receives support from the journal’s Editorial Board in reviewing articles.

Overview

The journal Notas de Población publishes original, unpublished articles on population studies, and has a multidisciplinary approach that covers not only the field of demography but also the links between demographic trends, economic and social phenomena, development, human rights and environmental sustainability. Articles should relate preferably to Latin America and the Caribbean, although contributions relating to other regions may on occasion be included. The journal is available in both print format and on the ECLAC website.

Manuscripts must be drafted in Spanish, although in certain cases material may be submitted in other languages. Articles accepted in other languages for publication are translated into Spanish by ECLAC. Exceptionally, translations into other languages of existing articles may be published with the author’s permission. The style of the journal is free and open, but special editions may be published subject to the Editorial Committee’s approval.

Authors may be individuals or groups and are responsible for their work. The copyright of the articles published in the journal is held by the United Nations.

Articles must be sent via e-mail to: celade-notasdepoblacion@cepal.org. Along with the original text, articles must contain the following:

• Title.

• Details of the author(s), including full name, academic qualifications, institutional affiliation, e-mail address and any relevant information about the text, such as the name of the research project with which the article is associated, if applicable.

• Between five and eight key words.

• An abstract of up to 160 words summarizing the main aims and conclusions.

• A bibliography, prepared in accordance with the editorial rules applicable to the journal.

• An Excel file containing editable versions of all the figures in the order in which they appear in the text.

• A concise and clear declaration stating that the article is original, has not been published before and is not currently being reviewed by any other print or electronic publication.

Selection process

All articles received are reviewed initially by the Editorial Committee, which looks at whether they comply with the journal’s basic editorial rules, the relevance of the subject matter, and whether the structure of the text is appropriate for a scientific article.

Articles that pass this initial stage are then reviewed by two external referees using a double-blind review system, in which both the author and the referees or reviewers remain anonymous. The referees are mainly members of the Editorial Board. If necessary, outside specialists may be invited to review articles.

The referees will first of all consider the pertinence, relevance and novelty of the subject matter, with reference to the journal’s editorial stance, as well as the article’s potential contribution to population studies in terms of its originality, concept and methodology. They will then assess whether the work has been properly structured and organized, that is, whether the data, methodology, objectives and hypotheses have been clearly set out; whether the tables, boxes, figures, maps and diagrams are illustrative and clear; whether the references are up to date and correctly cited; and whether the objectives are consistent with the results of the study.

The referees will make one of the following recommendations: publication with minor changes; publication with major changes; or rejection of the article. In the event that the referees decide the article should be published with changes, they will list the alterations they deem necessary to improve the article and notify the author accordingly. Should the author accept, the final version must be submitted by the deadline stipulated by the Editorial Committee.

If there are differences of opinion among the referees, the Editorial Committee will conduct a second review. Decisions on rejected articles are final and authors will be notified. Comments will not be sent to authors unless requested.

In line with the editorial procedure established by ECLAC, articles will be subject to review as and when they are received. Articles submitted after the deadline may not be included in the current issue. Authors may submit another application for their articles to be included in the following issue, provided that it is accepted by assessors. In this case, authors should follow the Editorial Committee’s instructions.

The Editorial Committee reserves the right to make non-substantive changes to the text, title, tables, boxes and figures in order to satisfy the journal’s editorial requirements.

Editorial policy

Authors must undertake not to submit their material to any other publication for a period of three months, during which time they will be notified of the outcome of the review process.

If an article is accepted with changes, authors must meet the revision deadlines stipulated in order to avoid delaying the editing and publication of the journal.

Editorial rules

Length: Articles must be no longer than 10,000 words (including tables, boxes, figures, maps, diagrams, notes and the bibliography).

Format: The text must be submitted in an electronic Word file. Given that the journal is printed in black and white, any mention of the colours used in tables, figures, maps and diagrams must be avoided; however, colours will be visible in the online version of the journal.

Tables: These must be in an editable format and inserted in the Word file in the appropriate place.

Figures: These must be in an image format and inserted in the Word file in the appropriate place. An Excel file must also be submitted containing editable versions of all the figures in the order in which they appear in the text. Each figure must appear on a separate sheet of the Excel file, and the number of the figure should be indicated on the tab.

Diagrams: These must be in an editable format and inserted in the Word file in the appropriate place.

Maps: These must be in an image format and inserted in the Word file in the appropriate place. An editable file must also be submitted containing the maps in .eps, .pdf or .ai (Illustrator) format.

References to tables, boxes and figures: There must be at least one reference to each table, box, figure, map and diagram within the body of the text. Each one must also have a title, source and unit of measurement, where appropriate.

Mathematical formulae: Mathematical formulae should be numbered using Arabic numerals in brackets and right aligned.

Explanatory notes: All notes must be inserted as footnotes and numbered sequentially.

Bibliographical references: Bibliographical references in the body of the text must contain the last name of the author and the year of publication in brackets.

Bibliography: This should appear at the end of the article. Bibliographical entries must be presented in alphabetical order by the author’s last name, followed by their first initial, year of publication in brackets, full title, city of publication and the publisher’s name.

Examples:

A book with two authors:

Auerbach, A. y L. Kotlikoff (1987), Dynamic Fiscal Policy, Cambridge, Cambridge University Press.

An article with three authors:

Auerbach, A., J. Gokhale y L. Kotlikoff (1994), “Generational accounting: a meaningful way to evaluate fiscal policy”, Journal of Economic Perspectives, vol. 8, Nº 1.

An e-publication with more than three authors:

Mason, A. y otros (2009), “National Transfer Accounts Manual. Draft Version 1.0” [en línea] http://www.ntaccounts.org/doc/repository/NTA%20Manual%20V1%20Draft.pdf.

An institutional author:

CEPAL (Comisión Económica para América Latina y el Caribe) (2009), Panorama Social de América Latina, 2008 (LC/G.2402-P/E), Santiago. Publicación de las Naciones Unidas, Nº de venta: S.08.II.G.89.

Same author, same year:

Lee, R. (1994a), “The formal demography of population aging, transfers, and the economic life cycle”, Demography of Aging, Linda G. Martin y Samuel H. Preston (eds.), Washington, D.C., National Academy Press.

(1994b), “Population age structure, intergenerational transfers, and wealth: a new approach, with applications to the U.S.”, Journal of Human Resources, vol. 29, Nº 4, número especial.

Table of Contents

Portadilla

Créditos

Consejo Editorial

Página legal

Índice

Presentación

Artículo 1

La emigración española en tiempos de crisis (2008-2017): análisis comparado de los flujos a América Latina y Europa

Artículo 2

Patrones de corresidencia con familiares en el Brasil, 1960-20101

Artículo 3

Brecha de participación económica entre hombres y mujeres y dividendo de género: factores determinantes no tradicionales captados en una muestra de países1

Artículo 4

Demanda demográfica de viviendas: proyección de los arreglos residenciales hasta 2030 a partir de la población destinataria de un programa de vivienda social de la Compañía de Desarrollo Habitacional y Urbano (CDHU)1 en el estado de São Paulo

Artículo 5

Trayectorias conyugales y reproductivas después de disolverse la primera unión: un estudio sobre las mujeres de Montevideo1

Artículo 6

Mortalidad diferencial por accidentes de transporte terrestre en la República Bolivariana de Venezuela (1950-2017)

Artículo 7

Revisión de los niveles de fecundidad estimados mediante la técnica p/f de Brass en el Brasil y sus macrorregiones, 1980, 1991 y 20001

Artículo 8

Análisis de la calidad de la edaddeclarada en los censos de población del Uruguay

Artículo 9

La organización social de la movilidad poblacional Sur-Sur en el espacio urbano: ensayo sobre la franja de frontera amazónica

Artículo 10

Linajes maternos en el Uruguay vulnerado: procesos demográficos y su correlato biográfico1

Orientaciones para los autores de la revista Notas de Población