Resumen

En la actualidad, las mujeres de los países desarrollados y de algunos en desarrollo forman sus familias cada vez más tarde. La expansión educativa y el tiempo que ellas pasan estudiando han sido mencionados como los factores primordiales que explican estos cambios en el calendario de eventos relacionados con la formación familiar. En este sentido, el objetivo principal de este trabajo es analizar cómo la duración de los estudios explica una parte importante de la postergación de la primera unión y de la primera maternidad en México y España. Para el estudio se utilizaron dos encuestas: la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica realizada en el año 2009 en México y la Encuesta de Fecundidad, Familia y Valores del año 2006 en España. Una singularidad de este trabajo es que se centra en la edad de finalización de los estudios en lugar del nivel educativo.

Introducción

En las últimas décadas se ha producido un aplazamiento general de algunos eventos propios de la formación familiar en países desarrollados y en otros en vías de desarrollo. El retraso de la primera unión y de la primera maternidad ha supuesto, a su vez, la reducción de las proporciones finales de estos eventos y la disminución del número de hijos por mujer.

Frente a la evidencia de que hoy en día las mujeres tienen un menor número de hijos y forman una familia cada vez más tarde se ha encontrado una explicación asociada al aumento del nivel educativo de las mujeres. En términos generales, el impacto de la educación sobre los comportamientos de la formación familiar se produce a través de dos vías: el cambio de preferencias asociado con el aumento del nivel educativo y el tiempo que una mujer pasa dentro del sistema educativo vinculado con el retraso del inicio de la formación de una familia.

La primera vía ha sido más estudiada en la sociodemografía y se enfoca en medir cómo las mujeres más educadas valoran el matrimonio o la maternidad de una manera diferente a las menos educadas. Por ejemplo, estas mujeres pueden dar más prioridad a su carrera profesional y posponer la formación de la familia. La mayor parte de los estudios que examinan los efectos de la educación sobre los comportamientos familiares utiliza esta perspectiva. La segunda vía ha sido menos analizada y es más novedosa: se centra básicamente en la duración de los estudios o la prolongación del tiempo que una persona pasa estudiando, que pueden explicar el retraso del inicio de la formación de una familia ( Liefbroer y Corijn, 1999; Hoem, 1986; Blossfeld y Huinink , 1991; Skirbekk, Kohler y Prskawetz, 2004). No obstante, son poco frecuentes los trabajos que muestran evidencia explícita del papel de la duración de los estudios como conductor del cambio en el calendario de la formación familiar. Dos excepciones son el trabajo de Raymo (2003) con datos de Japón y la investigación de Bhrolcháin y Beaujouan (2012) para Francia e Inglaterra. Ambas investigaciones señalan que los cambios en la formación de una familia son consecuencia de un alargamiento en el proceso educativo de las mujeres estudiadas.

Esta investigación pretende ser una aportación científica a la segunda dimensión, la duración de los estudios asociada al retraso de la formación familiar, cuyo estudio ha sido menos desarrollado. El objetivo de este trabajo es determinar si la contribución del tiempo que una mujer pasa estudiando explica el cambio en el calendario de dos eventos: la primera unión y la primera maternidad, siguiendo en parte la línea del mencionado estudio de Ní Bhrolcháin y Beaujouan (2012). Estas autoras demostraron que el incremento continuo del tiempo que las mujeres pasan estudiando explica el 79 % del aumento de la edad al primer hijo en Francia y el 57 % en Gran Bretaña entre 1980 y 1999. La diferencia principal entre el presente análisis y el de estas autoras radica en que ellas comparan el perfil de las tasas en el tiempo (cuatro momentos) y este para un solo momento que se contrasta por nivel educativo. La principal aportación de nuestra metodología es comparar directamente la duración desde la finalización de los estudios por el nivel educativo, mientras que ellas lo hacen indirectamente, comparando las tasas en el tiempo, cuando la composición por nivel educativo cambia. Finalmente, la investigación que se presenta a continuación tiene una debilidad frente a la de Ní Bhrolcháin y Beaujouan y es que no se ha podido conocer la aportación del incremento en la edad a la salida de la escuela en un período determinado.

En concordancia con el análisis de estas autoras analizamos si es la duración de los estudios el factor que mejor explica el momento de ocurrencia de la primera unión y la primera maternidad en México y España.

Por un lado, España es uno de los países que caracteriza por presentar un retraso en la formación de la familia ( Castro, 2007; INE, 2014). Por el otro, México tiene características muy distintas a las observadas en España. Las tendencias en casi toda Latinoamérica contrastan acentuadamente con las de Europa, donde la modernidad está relacionada con la postergación de la formación familiar ( Sobotka y Toulemon, 2008; Van de Kaa, 1987). En México, al igual que en Latinoamérica, se observa una importante estabilidad en la edad a la entrada a la primera unión o la primera maternidad ( Rosero-Bixby, Castro-Martín y Martín-García, 2009; Samuel y Sebille, 2005; Parrado y Zenteno, 2005). Así, el análisis de estos dos países permitirá ejemplificar la contribución del aumento del nivel educativo en dos contextos muy distintos, con procesos y patrones de formación familiar en diferentes etapas socioeconómicas. Por consiguiente, la dinámica de estos dos procesos es particularmente pertinente. Nuestra hipótesis plantea que los cambios que ocurren en el calendario de la primera unión y la primera maternidad están influenciados directamente por el aumento del número de años de estudio de las mujeres, independientemente de las diferencias en cuanto a la expansión educativa y en el calendario de la primera unión y la primera maternidad, que enmarcan la realidad de estos dos países.

En Europa, las investigaciones que analizan el impacto que la duración desde la finalización de la educación tiene en la formación de la familia son raras y en los países en desarrollo son casi inexistentes. Esta es una de las razones por las que este estudio debe llevarse a cabo en México.

Relación entre el nivel educativo y la formación familiar

En las últimas décadas ha ocurrido un conjunto de cambios relacionados con la formación de la familia en casi todo el mundo, durante un período en el que la participación educativa y laboral de las mujeres ha aumentado de manera significativa. Para evaluar el impacto de la expansión educativa sobre las tendencias recientes de aplazamiento en la entrada a eventos asociados a la formación familiar se utilizan dos tipos de explicación: el primero orientado al cambio de preferencias asociado con el nivel educativo de las mujeres y el segundo asociado al tiempo que pasan dentro del sistema educativo, lo cual se vincula con el retraso en el inicio de la formación de una familia.

La primera explicación apunta a que las preferencias de las mujeres con nivel educativo alto difieren de los procesos de formación de una familia respecto de aquellas con nivel educativo bajo. En términos generales, las mujeres más educadas priorizan con mayor ímpetu su desarrollo educativo y profesional con respecto a las de menor nivel de educación ( Gustafsson et al. 2002; Lindstrom y Brambila, 2001). Esto ocurre porque el coste de formar una familia se incrementa con las oportunidades de progreso del capital humano de la mujer, quien, al aumentar sus opciones fuera del hogar, cambiaría el costo-beneficio de la ganancia en el trabajo relativo al matrimonio y a la producción de hijos ( Becke r, 1981; Blossfeld y Huinink, 1991).

Se ha observado cómo a mediados de los años ochenta los países con alta participación laboral de las mujeres se han caracterizado por una fecundidad más baja. En un análisis de nueve países, Blossfeld (1995) encontró que el nivel educativo, como una medida de capital humano e independencia económica de las mujeres, tenía un efecto negativo sobre las tasas de matrimonio y de maternidad, que sería más o menos fuerte dependiendo de la naturaleza del sistema familiar de los distintos países. Además, observó que, a medida que el sistema de familia dentro de un país llega a ser menos tradicional, la magnitud de las diferencias educativas disminuye con el tiempo. Estos resultados lo llevaron a sugerir que las oportunidades asociadas con un mayor nivel educativo están relacionadas con un menor riesgo de unión o de maternidad solo en las sociedades en las que los papeles diferenciados de género dificultan que las mujeres combinen trabajo y familia, como España.

A su vez, según un estudio hecho para Latinoamérica las mujeres con estudios universitarios son cuatro veces más propensas a no tener hijos que las mujeres sin educación o con primaria incompleta. En la misma línea, los resultados reflejan que las mujeres que trabajan son dos veces más propensas a no tener hijos que las amas de casa, pero este efecto está presente y es significativo solo en las mujeres nacidas en la década del setenta. Hay también evidencia de que las mujeres son cada vez más reacias al abandono de su carrera profesional en aras de tener una familia ( Gutiérrez-Domènech, 2004). En su lugar, emplean estrategias deliberadas dirigidas a la combinación de estas dos esferas de la vida, a través de la sincronización en la entrada a la maternidad, el espaciamiento de los hijos, la secuencia de nacimientos y los episodios de trabajo ( Ní Bhrolcháin, 1986).

La segunda explicación de las diferencias en la formación de la familia entre las mujeres que tienen más y menos educación se basa en el tiempo que pasaron estudiando ( Raymo, 2003; Kennedy, 2005; Liefbroer y Corijn, 1999; Hoem, 1986; Blossfeld y Huinink, 1991; Goldscheider y Waite, 1986). Numerosos trabajos han evidenciado que el papel de ser un estudiante joven y el rol del adulto implicado en una familia son incompatibles en la mayoría de contextos ( Rindfuss, et al. 1988; Thornton, Axinn y Teachman, 1995; Blossfeld y Huinink, 1991; Lappegård y Ronsen, 2005). Si las mujeres con nivel educativo más alto permanecen por más tiempo estudiando formarán una familia más tarde ( Blossfeld, 1995). La razón de esto radica en que un mayor número de años de estudio implica un retraso de la transición a la estabilidad económica y la inserción en el mercado laboral, que suelen ser requisitos habituales antes de empezar una familia ( Oppenheimer, 1988). El estudio de Kravdal (2004) confirma que existe una fuerte incompatibilidad entre estar estudiando y tener un primer hijo para las mujeres nacidas entre 1936 y 1981 en Noruega. La misma línea se encuentra en un estudio para México, donde se determina que estar estudiando reduce el hecho de ser madre por primera vez ( Lindstrom y Brambilla, 2001). Además, se ha demostrado que la prolongación de los estudios de las mujeres está estrechamente relacionada con el aplazamiento de la maternidad, pero también limita tener más hijos ( Neels y De Wachter, 2010; Ní Bhrolchain y Beaujouan, 2012). Por el contrario, tener un hijo, mientras se está estudiando lleva a menudo al abandono de los estudios ( Cohen, Kravdal y Keilman, 2011).

Material y métodos

Para cumplir el objetivo del estudio, utilizamos para México la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica () realizada en el año 2009, mientras que para España empleamos la Encuesta de Fecundidad, Familia y Valores () de 2006.

La es una encuesta de fuerte tradición en México y se ha aplicado a nivel nacional continuamente (1992, 1997 y 2006). Esta fuente de información contempla un módulo diseñado especialmente para la mujer, con el propósito de recoger la información sobre fecundidad y familia. La encuesta se hace para la población residente en el país y para las 100.515 mujeres de 15 a 54 años de edad de las viviendas seleccionadas en México (602 casos de no respuesta para la primera unión y 403 para la primera maternidad). Por su parte, la effv es la encuesta que sustituye a las antiguas encuestas de fecundidad en España de 1985 y 1999. Esta fuente de información tiene como objetivo estudiar los comportamientos sobre las pautas de reproducción y los modelos de formación de la familia a nivel nacional. La es una encuesta que tiene como universo a 9734 mujeres mayores de 15 años residente en España (142 casos de no respuesta para la primera unión y 108 casos para la primera maternidad).

Edad a la finalización de los estudios

Este estudio se centra en la edad de finalización de los estudios en lugar del nivel educativo. En la encuesta mexicana se pregunta tanto por el nivel educativo alcanzado como por el grado de estudio terminado (año cursado en cada nivel educativo) al realizar la encuesta. De esta manera, se asigna la edad de acuerdo al progreso oficialmente estipulado para cada nivel y se aproxima la edad al sumar el número de años o grados de estudio. Se suma un año más a la edad final para no suponer que el progreso educativo de las encuestadas termina estrictamente a la edad oficial de cada nivel educativo ( Kravdal, 2004). Si la persona declara seguir estudiando se le asigna la edad que tiene en el momento del levantamiento de la encuesta.

La encuesta española cuenta con más información sobre educación que la mexicana, ya que además de preguntar por el nivel educativo alcanzado lo hace también por el año de finalización de los estudios y para consignar si la mujer continúa estudiando. Para la operacionalización de la edad de finalización de los estudios se asigna también la edad oficial para cada nivel educativo y se corrobora con la edad a la que los encuestados declaran haber finalizado los estudios. Cuando la mujer declara seguir estudiando se le establece la edad que tiene en la encuesta. Si la edad declarada en la encuesta es mayor de entre uno y 1,5 años a la calculada se le suma uno, si es mayor de 1,6 y menor de tres años se le suma dos y si es mayor de tres se le suman tres años. La edad de finalización de los estudios captada en la escuela y la calculada como se explicó anteriormente muestra ligeras diferencias en los porcentajes. En el primer grupo se observan diferencias del 3,3%, en los dos siguientes son más ligeras (3,1 y 2,5% respectivamente).

Cabe aclarar que en ambos casos no se contempla cuánto tiempo las mujeres han abandonado los estudios y cuánto tiempo después deciden retomarlos, por lo que se puede estar introduciendo un sesgo en la captación de la edad de finalización de los estudios.

Metodología

Para comparar la realidad educativa de España y México se categoriza la edad de finalización de los estudios en tres grupos: 1) con menos de 16 años de edad o con nivel educativo bajo; 2) entre 16 y 18 años o con nivel educativo medio, y 3) con al menos 19 años o con nivel educativo alto. Esta agrupación permite mostrar el progreso del nivel educativo básico en México, puesto que aún existe un importante porcentaje de mujeres con edad de finalización de los estudios menor a 15 años en este país.

Anteriormente señalamos que España tiene un calendario de formación familiar que ha ido envejeciendo progresivamente, mientras que las mujeres en México tienen su primer hijo a edades tempranas y que es reciente que el calendario de la primera unión y la primera maternidad deja la estabilidad observada y empieza a retrasarse. Por lo tanto, a través de la edad mediana a la ocurrencia de la primera unión o de la primera maternidad estudiaremos los cambios en el calendario de estos eventos. La edad mediana es un indicador de calendario que se refiere a la edad a la que el 50% de la población inicial no ha hecho la transición al evento. Es una mediana en el sentido del análisis de supervivencia en el que se hace el supuesto de que todas las personas acabarán experimentando el evento.

Para la aproximación de la edad mediana contamos con el mes y el año de cada evento. Si no se tenía el mes de ocurrencia se asigna el sexto, pues este mes proporciona el menor sesgo a los resultados. En el caso de no contar con el año de ocurrencia del evento decidimos eliminar la observación. Para la primera maternidad se utiliza la fecha de la concepción, por lo que retrocedemos nueve meses antes del nacimiento del primer hijo, ya que los eventos que ocurren después pueden estar influenciados directamente por la concepción misma ( Kantorová, 2004; Hoem y Kreyenfeld, 2006). Para la estratificación por nivel educativo, las tablas de vida se trabajan por edad simple a la finalización de los estudios y después se clasifican en los tres grandes grupos previamente indicados, haciendo una media ponderada por el efectivo total de cada grupo.

Después, examinamos si la postergación de la primera unión y de la primera maternidad se debe principalmente al incremento continuo del tiempo que las mujeres pasan estudiando o si se puede explicar por un cambio de otra naturaleza. Este análisis se hace mediante la comparación de las tasas por edad cronológica y las tasas por duración desde que se completaron los estudios, estimadas mediante el ajuste de un modelo paramétrico. El análisis se centra en determinar si la diferencia en la edad a la que se producen los dos eventos estudiados, comparando grupos según el nivel educativo, es función del tiempo transcurrido desde la finalización de los estudios, o si, por el contrario, hay una independencia entre la edad de las personas en estos eventos y la edad de finalización de los estudios.

En el cuadro 1 se describen más detalladamente las variables utilizadas. Las variables dependientes son dicotómicas y diferencian si ha ocurrido o no el evento (la primera unión o la primera maternidad). Se ajusta un modelo logístico en el que las variables independientes son la edad de las personas en cada momento o la duración desde la finalización de los estudios. Para estimar estas tasas por edad o duración se utiliza un modelo paramétrico de tipo simétrico o bell shaped que sigue la línea del estudio de Blossfeld y Huinink (1991).

El interés principal de utilizar un modelo paramétrico es el de poder suavizar el perfil de las tasas por edad y duración, lo que facilita considerablemente el análisis posterior. El modelo utilizado se deriva del modelo de transición al primer matrimonio de Coale (1971) y de la transición a la primera maternidad de Bloom (1982), es decir, es totalmente adaptado al tipo de evento estudiado. Se basa en una transformación doble de la edad o la duración descrita a continuación.

Es importante observar que la duración puede tener valores negativos, lo que significa que el evento ha ocurrido antes de finalizar los estudios. El modelo paramétrico utilizado consiste en crear dos variables que modelan el aumento del riesgo del evento hasta la edad modal y su descenso después.

Para el modelo 1 de edad de la mujer, estas dos variables son:

ln E= ln (e– e)

ln E= ln (e – e)

Y en el modelo 2 de duración de los estudios:

ln D= ln (d– d)

ln D= ln (d – d)

Donde:

[] Valor máximo

[] Valor mínimo

[] Valor actual

Por ejemplo, e es la edad mínima observada para el evento estudiado y e la edad máxima. Estos valores mínimos y máximos corresponden al intervalo observado para cada evento, de 14 a 45 años para la edad y de -15 hasta 25 para la duración. Se ajusta un modelo logístico del riesgo asociado a cada evento, estratificando las mujeres según su nivel educativo, utilizando alternativamente las variables transformadas de edad y duración. En un segundo tiempo se estiman las tasas por edad modeladas a partir de la :

Mientras que calculamos las tasas por duración de los estudios de la :

Posteriormente, para determinar qué variable (edad/duración desde la finalización de los estudios) explica con mayor fuerza la ocurrencia de los dos eventos llevamos a cabo el test de similitud de curvas log-rank para los tres niveles educativos.

Utilizamos en este estudio un segundo modelo para analizar esta vez de manera conjunta el efecto del tiempo transcurrido desde la finalización de los estudios y el efecto de la edad de la mujer, en el que consideramos a la vez las dos escalas de tiempo. Para la presentación de resultados calculamos dos indicadores: la tasa de transición a la primera unión y la tasa de transición a la primera maternidad, por tres edades típicas de salida del sistema educativo. Este segundo modelo utiliza resultados del modelo anterior en el que, como lo veremos, se concluye que el comportamiento está más en función de la duración desde la finalización de los estudios que de la edad de las mujeres. Esto nos lleva a suponer que el efecto de esta duración sobre el riesgo de los eventos es el mismo para todos los niveles educativos, lo que simplifica notablemente la modelización.

El modelo para la estimación de las tasas se expresa de la :

Donde:

[E(y)]Probabilidad de que y tome el valor de 1 (ocurrencia del evento), en presencia de las variables x

[E] Edad de la mujer

[D] Duración desde la finalización de los estudios (solamente valores positivos y valor de 0 si la persona está estudiando)

[b0] Constante del modelo

[b1,e] Coeficientes de la variable edad, con un valor distinto para cada edad

[b2,d] Coeficientes de la variable duración, con un valor distinto para cada duración

Cuadro 2. Variables para el ajuste del modelo

Las variables dependientes corresponden a la transición a la primera unión o la primera maternidad adaptadas al análisis de regresión logística (por ejemplo, 1 cuando está unida por primera vez y 0 cuando no), mientras que las variables independientes utilizadas son la edad de la mujer y la duración desde la edad de finalización de los estudios, con una duración de 0 si la mujer estudia, ambas consideradas como variables categóricas. Es importante remarcar que en este modelo solo se consideran los valores positivos de la duración: cuando la mujer está estudiando, el valor de esta duración es 0. En la estimación del modelo se toma el valor 0 como nivel de referencia para la duración. La consecuencia es que los coeficientes de la variable edad corresponden al riesgo del evento para mujeres que están estudiando.

Las dos escalas (la edad cronológica y la duración desde la finalización de los estudios) se combinan para formar el riesgo global de los dos eventos. Los efectos de la duración se añaden al riesgo por edad. Para presentar los resultados, calculamos los riesgos asociados a cada evento para tres edades de finalización de los estudios: 15, 18 y 22 años, que corresponden a las edades típicas para los niveles educativos bajos, medios y altos. Así, por ejemplo, para las personas que salen del sistema educativo a los 22 años, la curva de riesgos se calcula de la :

y cuando la edad E es inferior a 22 años, D toma el valor de 0.

Resultados

Expansión educativa

Para facilitar la comparación de algunos indicadores de los dos países se hace una agrupación por edad quinquenal. Se analiza tanto la evolución como las diferencias educativas de las mujeres de 30 a 54 años en España y en México a partir de la distribución porcentual de años de educación en grupos quinquenales por medio de la edad de finalización de los estudios.

Como se mencionó inicialmente, España y México han sufrido una importante expansión educativa durante el siglo , aunque en España empezó al menos treinta años antes que en México y con una evolución diferente, lo que ha provocado que hoy en día tengan panoramas diferentes respecto al progreso educativo de las mujeres. En el gráfico 1 se puede ver cómo en España se ha mejorado visiblemente el nivel educativo de las mujeres nacidas después de 1950, pasando de una población con nivel predominantemente secundario o menor a una importante proporción de españolas con nivel educativo superior (80%).

Muy distinta es la realidad en México, pues se encuentra en una fase en la que después de varias generaciones la educación básica ha dejado paso a la educación secundaria y en la que apenas dos de cada diez mujeres llegan al nivel educativo superior. Sin embargo, México se encuentra dentro del grupo de países latinoamericanos con el mayor aumento de años de escolarización en las últimas veinte décadas ( unesco, 1994). Esta mejora en el nivel educativo en México se ve poco favorecida en los niveles de estudio más altos, pues su porcentaje permanece estable a lo largo de varias cohortes de nacimiento.

Calendario de la formación familiar según edad de finalización de los estudios

Las mujeres que logran alcanzar niveles educativos más altos y que permanecen un mayor número de años dentro del sistema educativo valoran de una manera distinta el formar una familia ( Kreyenfeld, 2001; Rindfuss et al., 1996; Oppenheimer, 1988). A través del calendario de la primera unión y la primera maternidad observamos dichas diferencias por nivel educativo y grupo de edad.

Calendario de la primera unión

Una manera de medir estas diferencias es a partir de la comparación de las edades medianas (edad a la cual la mitad de las mujeres ha entrado, en este caso, en unión). En México se pueden ver resultados contrastantes con los de España. En México son las mujeres que finalizan los estudios con al menos 19 años las únicas que postergan la edad a la primera unión (gráfico 2). Esta aparente estabilidad por cohorte de nacimiento puede atribuirse a que los efectos de la expansión educativa aún son incipientes y se ven compensados a su vez por los efectos de formar una familia a una edad temprana. Es decir que los cambios en la composición de la estructura por nivel educativo están compensados por un calendario temprano de la primera unión en los niveles educativos más bajos y así se han mantenido constantes en el tiempo las proporciones por edad a la primera unión ( Esteve, López-Ruiz y Spijker, 2013).

En general, en España se pueden observar dos situaciones. Por un lado, existen importantes diferencias entre las mujeres con nivel educativo alto (finalizaron los estudios con más de 18 años) y con nivel bajo (finalizaron los estudios con menos de 16 años): entre ellas hay una brecha de dos años en las mujeres de mayor edad y de cinco años en las más jóvenes (gráfico 2). Por el otro, en este país existe una clara postergación de la edad a la primera unión de todas las mujeres, lo que puede verse asociado a que el porcentaje de mujeres con nivel educativo bajo ha disminuido significativamente mientras la tendencia es inversa cuando se trata del nivel educativo alto.

Gráfico 3. México (2009) y España (2006): Edad mediana a la primera maternidad por nivel educativo y por grupo de edad

Calendario de la primera maternidad

A igual que con la primera unión, las mujeres que dejaron los estudios a una edad más tardía o con nivel educativo alto son las únicas que postergan el nacimiento de su primer hijo en México. Por el contrario, las mujeres que dejan los estudios antes de los 18 años tienden a mantener estable o a rejuvenecer el calendario de este evento. La explicación puede ser la misma que se establece para la primera unión, donde los cambios en la composición de la estructura por nivel educativo están compensados por un calendario temprano de la primera maternidad en los niveles educativos más bajos.

En lo que a España se refiere hay un retraso en la edad de la primera maternidad en todas las mujeres, sin importar su nivel educativo. Por ejemplo, aquellas que finalizan los estudios con nivel educativo bajo retrasan la entrada a la maternidad cerca de un año, mientras que las que dejan de estudiar con al menos 19 años la retrasan alrededor de seis años.

Tasas por edad y por duración desde la finalización de los estudios

Una vez establecido que en España y en México, aunque en mucho menor medida, hay postergación de la edad a la entrada a la primera unión y a la primera maternidad, podemos analizar si estos cambios en el calendario se deben al tiempo que las mujeres pasan estudiando. Para ello comparamos las tasas por edad y por duración desde la finalización de los estudios estratificadas por nivel educativo.

Esta comparación permite determinar cuál de las dos dimensiones puede explicar mejor la transición a la vida adulta y las diferencias por nivel educativo. Llevamos a cabo el análisis de curvas mediante dos criterios: el primero, a partir del análisis del perfil de las curvas por nivel educativo; el segundo criterio, al calcular la prueba de similitud de curvas de log-rank.

Tasas para la primera unión

En el gráfico 4 se observan las curvas de las tasas por edad y duración desde la finalización de los estudios, estratificadas por nivel educativo. Visualmente, el perfil de las tasas por edad muestra un desplazamiento a la derecha o hacia mayor edad, lo que se traduce como un retraso en el calendario de la primera unión de las mujeres de mayor nivel educativo tanto en México como en España. En contraste, el perfil de las tasas por duración de los estudios es más estable y presenta menores diferencias por nivel educativo para las mujeres de los dos países. Los resultados de la prueba de log-rank demuestran que con la escala de la duración desde la finalización de los estudios no existen diferencias estadísticamente significativas entre los tres niveles educativos, mientras que con la perspectiva de la edad cronológica de la mujer sí se observan.

No obstante, observamos que las curvas de tasas por duración para México, aunque más parecidas entre ellas que las curvas por edad, presentan ciertas diferencias que no se observan para España. Así, las mujeres de nivel educativo bajo forman su primera unión a duraciones mayores que las de nivel educativo más alto. Esto se podría explicar por varias razones. En primer término, porque las mujeres de nivel educativo bajo en México se unen o tienen su primer hijo a edades mucho más bajas que en España y por lo tanto es lógico pensar que el calendario de estos eventos se deba extender sobre un intervalo de edad mayor. Otra explicación posible es que, por el contrario, las mujeres de nivel educativo alto tienen transiciones más rápidas, posiblemente debidas a la presión del entorno familiar o del grupo de amigos, en un contexto de uniones y de fecundidad muy precoces. Finalmente, es posible también que el calendario por duración un poco más tardío de las mujeres de nivel educativo bajo se explique por factores socioeconómicos o de pobreza.

A partir de estos resultados podemos suponer que las mujeres con mayor educación son más parecidas a las menos educadas examinadas mediante la duración desde la finalización de los estudios y menos similares por la edad de la mujer, por lo que se puede afirmar que permanecer un mayor número de años dentro del sistema educativo explica gran parte de la diferencia en el inicio de la unión o la maternidad en estas mujeres.

Tasas para la primera maternidad

Se espera que para el nacimiento del primer hijo no se encuentren diferencias estadísticamente significativas entre los tres niveles educativos tomando como escala la duración desde la finalización de los estudios, pues es la primera maternidad el evento menos compatible con el estar estudiando ( Kennedy, 2005; Liefbroer y Corijn, 1999; Hoem, 1986; Blossfeld y Huinink, 1991; Goldscheider y Waite, 1986), además de que este evento habitualmente ocurre después de la primera unión y, en general, a edades mayores.

En el calendario de la primera maternidad, los tres grupos poblacionales de supervivencia divididos por nivel educativo presentan menores diferencias por nivel educativo para las mujeres de los dos países con la perspectiva de la duración de los estudios tanto en México como en España. Es decir, independientemente de cuál sea el diploma o nivel que alcancen, las mujeres en México y España tienden a esperar casi el mismo tiempo para tener su primer hijo después de haber finalizado los estudios (gráfico 5). Al igual que para la primera unión, para este evento se puede intuir que permanecer un mayor número de años dentro del sistema educativo explica gran parte de la diferencia en el inicio de la primera maternidad de las mujeres del estudio.

Al igual que con la primera unión podemos decir que las curvas de tasas por duración para México muestran algunas diferencias que no son tan visibles en las curvas de España. De manera que las mujeres de nivel educativo bajo tienen su primer hijo a duraciones mayores que las de nivel educativo más alto.

Efecto del tiempo transcurrido desde que se finalizan los estudios por nivel educativo en la formación de una familia

Una vez que concluimos que es la duración de los estudios la escala que está en mayor medida asociada con el calendario de la transición a la primera unión y la primera maternidad, investigamos más a fondo el efecto del tiempo transcurrido desde la finalización de los estudios y el efecto de la edad de la mujer. De este modo, analizamos el período después de los estudios y su relación con la formación familiar. Es decir, las dos escalas de tiempo —edad de la mujer y años transcurridos desde la finalización de la educación— se combinan para formar el riesgo global de la primera unión o de la primera maternidad, y los efectos de la duración se añaden al riesgo de la edad de la mujer.

Efecto para la primera unión

Para el general de las mujeres, la finalización de los estudios se percibe fuertemente como el inicio de la formación de la familia sin tomar en cuenta el nivel educativo ( Ní Bhrolcháin y Beaujouan, 2012). De este modo, analizamos el tiempo una vez finalizados los estudios y su relación con la ocurrencia de la primera unión.

Como se puede observar, en ambos países las mujeres más educadas son las que tienen riesgos más bajos de unirse por primera vez después de haber finalizado los estudios. Esto revela que el período entre la finalización de los estudios y la formación de la familia constituye una parte del ciclo de vida de las mujeres durante la cual establecen su posición en el mercado de trabajo. Esto puede sugerir que estas mujeres tienen perspectivas comparativamente limitadas en el mercado laboral con las mujeres con educación más alta. En la otra parte, las mujeres con nivel educativo bajo tienen el riesgo más alto de unión una vez que han finalizado los estudios y ligeramente menor en los muy próximos cuatro años.

Los resultados para México muestran cómo después de los 27 años de edad se acortan las diferencias de formar una unión entre las mujeres de nivel educativo bajo y medio en México, y después de los 35 entre los tres niveles.

En España, la diferencia entre las mujeres de nivel educativo alto y medio se acortan a partir de los 34 años, mientras que es hasta los 39 que se igualan los tres niveles educativos. Estos resultados apuntan a que las mujeres de nivel educativo más alto tienen una mayor preferencia por el retraso en la formación de la primera unión.

Gráfico 6. México (2009) y España (2006): Efecto del tiempo transcurrido desde que se finalizan los estudios y hasta la ocurrencia de la primera unión por nivel educativo

Efecto para la primera maternidad

Por otro lado, lo que observamos para la primera maternidad no difiere de lo que ocurre con la primera unión en las mujeres de nivel educativo alto. En el gráfico 7 se observa cómo en México después de los 28 años las mujeres de nivel educativo bajo y medio tienen probabilidades casi idénticas de ser madres por primera vez, pero no es hasta después de los cuarenta años que estas probabilidades se igualan con las de las mujeres de nivel educativo alto. En España las mujeres tienen su primer hijo más tarde que las mexicanas y transcurre más tiempo para que las mujeres de mayor educación emparejen los riegos de ser madres por primera vez con las de menor nivel educativo. Es decir, es hasta después de los treinta años que las mujeres de los dos grupos de menor educación igualan las probabilidades de ser madres y es hasta después de los cuarenta años que las equiparan con las mujeres de nivel educativo alto.

En la medida en que una mujer pasa más tiempo estudiando para obtener un mayor nivel educativo tiende a permanecer más tiempo sin formar una unión antes de los treinta años. A pesar de que el reloj biológico de la maternidad empieza a ser un problema, alrededor de esa misma edad las mujeres con mayor nivel educativo continúan sin tener más razones que las otras para darse prisa con formación de la familia, una vez que tampoco lo hicieron después de la finalización de la educación. En resumen, los resultados nos sugieren que las mujeres de México y España con mayor nivel educativo no tienden a acelerar la transición a la formación de la familia en comparación con las mujeres de nivel educativo bajo o medio.

Conclusiones

A pesar de que el aumento del nivel educativo ha sido citado como una posible causa del retraso de la formación familiar, no existe demasiada evidencia directa que demuestre esta asociación. Para impulsar esta línea de investigación, en este trabajo analizamos cómo permanecer por más tiempo dentro del sistema educativo puede explicar las diferencias entre grupos educativos en el calendario de la primera unión y la primera maternidad.

A diferencia de la gran mayoría de las investigaciones que relacionan el efecto del nivel educativo en la postergación de los eventos antes mencionados, en este trabajo examinamos las tasas de ocurrencia con una escala distinta a la tradicionalmente usada, que suele ser la edad cronológica de la mujer. Esta escala diferente o más novedosa es el tiempo desde que se finalizaron los estudios, porque asumimos que la finalización de los estudios se percibe como el parteaguas para formar una familia.

Otra singularidad de este trabajo fue analizar dos sociedades muy diferentes en cuanto a sus logros educativos y sus niveles y tendencias asociados a la formación de una familia, y encontrar que presentan resultados muy similares. Es decir que en ambos contextos permanecer por más tiempo dentro del sistema educativo explica en buena medida las diferencias educacionales en el calendario de formación familiar. Estos resultados van en línea con los resultados obtenidos por Ní Bhrolcháin y Beaujouan (2012) para Francia y Gran Bretaña y con los de Raymo (2003) para Japón.

Nuestros resultados sugieren que la duración desde la finalización de los estudios es una escala de tiempo más apropiada para examinar las tasas de riesgo en las transiciones del curso de formación de la familia, comparada con la edad de la mujer o el tiempo desde el cumpleaños número quince en ambos países. Si bien existen eventos como la salida de casa de los padres, que en algunos países europeos tiene una fuerte tradición de emancipación alrededor de los veinte años ( Iacovou, 2010), este mismo análisis sugiere que la edad cronológica de la mujer es la escala de tiempo que podría dar mejores resultados en el análisis del calendario de la emancipación ( Ortíz, 2015).

Junto con los resultados anteriores y la prueba de similitud de curvas podemos intuir que la duración de los estudios tiene un impacto más significativo para explicar las diferencias en el calendario de la primera maternidad por grupo educativo en comparación con el calendario de la primera unión.

Por otro lado, la parte de la postergación de la primera unión y la primera maternidad que no se pueden explicar directamente por la duración de los estudios, está estrechamente relacionada con el nivel educativo de las mujeres, ya que se ha examinado cómo las mujeres mejor educadas en ambos países posponen la unión y la maternidad durante más tiempo una vez terminados sus estudios, en comparación con las mujeres con menor educación. Estos resultados sugieren que las mujeres son cada vez más libres de elegir si permanecen sin hijos o solteras y sus decisiones sobre la formación familiar están vinculadas de manera importante con el nivel educativo.

Este resultado es muy significativo pues a pesar de las diferencias antes mencionadas entre estos dos países existe una tendencia importante entre las mujeres que finalizan sus estudios más tarde a no unirse o tener un hijo inmediatamente una vez que salen del sistema educativo. Así, las mujeres con educación más alta se enfocan más en sus oportunidades de empleo y en perspectivas de carrera profesional. Así también, el efecto de la educación sobre los comportamientos de formación familiar puede estar asociado con diferencias en el porcentaje de uso de anticonceptivos ( Frejka, 2008).

En contraste, en países como Italia el tiempo entre la finalización de los estudios y la formación de una familia puede ser menor para las mujeres de nivel educativo alto atribuido a mecanismos de recuperación debido a la mayor duración de los estudios en comparación con el tiempo de espera de las mujeres de nivel educativo bajo ( Ongaro, 2001). Otra posibilidad es que no haya diferencias de tiempo entre las mujeres con menor y mayor nivel educativo como es el caso de países como Noruega, donde las mujeres de nivel educativo alto y bajo esperan el mismo número de años para tener su primer hijo después de finalizar los estudios ( Noack, 2001).

En este mismo trabajo también observamos una asociación negativa entre estar estudiando y la formación de una familia para ambos países y eventos. Es decir que hay una menor probabilidad de unirse por primera vez o tener un hijo cuando las mujeres están estudiando. De esta manera, permanecer en la educación funciona como un factor de protección para que en general no ocurra la primera unión y la primera maternidad en México y en España, aunque en este último país esta asociación es más fuerte. Dichos resultados van en línea con los estudiados por Lindstrom y Brambila (2001) para México y por Coppola (2003) para España.

Referencias

  1. A Treatise on the Family Becker G.. Cambridge, ma: Harvard University Press; 1981.
  2. What’s Happening to the Age at First Birth in the United States? A Study of Recent Cohorts Bloom D.. 1982;19(3):51-70.
  3. The New Role of Women: Family Formation in Modern Families Blossfeld H., Blossfeld H.. Boulder, Colorado: Westview Press; 1995.
  4. Human capital investments or norms of role transition: How women’s schooling and career affect the process of family formation Blossfeld H., Huinink J.. 1991;97(1):143-168.
  5. Globalization, Uncertainty and Youth in Society Blossfeld H., Klijzing E., Mills M., Kurz K.. Londres-Nueva York: Routledge; 2005.
  6. Maternidad sin matrimonio: nueva vía de formación de familias en España Castro T.. 2007;16(6).
  7. Age Patterns of Marriage Coale A.. 1971;25(2):193-214.
  8. Cohen J., Kravdal Ø., Keilman N.. 2011;108(29):11830-11835.
  9. Education and union formation as simultaneous processes in Italy and Spain Coppola L.. 2003.
  10. Disentangling how educational expansion did not increase women’s age at union formation in Latin America from 1970 to 2000 Esteve A., López-Ruiz L. Á., Spijker J.. 2013;28(3):63-76.
  11. Birth regulation in Europe: Completing the contraceptive revolution Frejka T., Frejka T., Hoem J., Sobotka T.. 2008;Book 1(Special Collection 7).
  12. Sex Differences in the Entry into Marriage Goldscheider F., Waite L.. 1986;92(1):91-109.
  13. The gender dimension of social change: The contribution of dynamic research to the study of women’s life courses Gustafsson S., Kenjoh E., Wetzels C., Ruspini E., Dale A.. Bristol: Policy Press; 2002.
  14. Employment after motherhood: A European comparison Gutiérrez-Domènech M.. 2004;12:99-123.
  15. The impact of education on modern family-union initiation Hoem J. M.. 1986;(2):113-133.
  16. Anticipatory analysis and its alternatives in life course research. Part 1: The role of education in the study of first childbearing Hoem J. M., Kreyenfeld M.. 2006;15(16):461-484.
  17. Leaving home: Independence, togetherness and income Iacovou M.. 2010;15(4):147-160.
  18. Notas de prensa INE [Instituto Nacional de Estadística]. 2014.
  19. The Multifaceted Impact of Education on Entry into Motherhood Lappegård T., Ronsen M.. 2005;21(1):31-49.
  20. Alternative theories of the relationship of schooling and work to family formation: evidence from Mexico Lindstrom D., Brambila C.. 2001;48(3-4):278-297.
  21. Transition to adulthood in Europe Noack T., Corijn M., Klijzing E.. Ámsterdam: Springer; 2001.
  22. Education and Entry into Motherhood: The Czech Republic during State Socialism and the Transition Period (1970-1997) Kantorová V.. 2004;15:237-258.
  23. Education and Family Change: A Comparative Study of Shifts in the Timing and Structure of Family Formation S. Kennedy. Philadelphia: University of Pennsylvania, Demography and Sociology Departments; 2005.
  24. An Illustration of the Problems Caused by Incomplete Education Histories in Fertility Analyses Kravdal Ø.. 2004;3(6):136-154.
  25. Changing relationships between education and fertility: A study of women and men born 1940-64 Kravdal Ø., Rindfuss R.. 2008;(73):854-873.
  26. Work/family processes and socioeconomic outcomes: timing of first births in East Germany after reunification Kreyenfeld M.. 2001;(1):74-79.
  27. Who, What, Where and When? Specifying the Impact of Educational Attainment and Labor Force Participation on Family Formation Liefbroer A., Corijn M.. 1999;15(1):45-75.
  28. Postponement and recuperation of Belgian fertility: how are they related to rising female educational attainment? Neels K., De Wachter D.. 2010;8:77-106.
  29. Women’s paid work and the timing of births. Longitudinal evidence Ní Bhrolcháin M.. 1986;(2):43-70.
  30. Fertility postponement is largely due to rising educational enrolment Ní Bhrolcháin M., Beaujouan É.. 2012;66(3):311-327.
  31. ransitions to Adulthood in Europe Ongaro F., Corijn M., Klijzing E.. Dordrecht: Kluwer Academic Publishers; 2001.
  32. A Theory of Marriage Timing Oppenheimer V.. 1988;94(3):563-591.
  33. De la finalización de los estudios a la formación de la familia en Europa y América Latina Ortíz E.. Barcelona: Universitat Autónoma de Barcelona,; 2015.
  34. Entrada en Unión de Hombres y Mujeres en México: Perspectiva de los Mercados Matrimoniales Parrado S., R. Zenteno, Coubès M.-L., Zavala de Cosío M. E., Zenteno R.. 2005.
  35. Educational attainment and the Transition to First Marriage Among Japanese Women Raymo J.. 2003;(40):83-103.
  36. Institutions and the transition to adulthood: implications for fertility tempo in low-fertility settings R. Rindfuss, Brauner-Otto S.. 2008;6:57-87.
  37. The changing institutional context of low fertility Rindfuss R., Guzzo K., Morgan Ph.. 2003;22:411-438.
  38. Education and the Changing Age Pattern of American Fertility: 1963-1989 R. Rindfuss, Morgan Ph., Offutt K.. 1996;(33):277-290.
  39. First Births in America. Changes in the Timing of Parenthood Rindfuss R. R., Morgan S. P., Swicegood G.. Berkeley, CA: University of California Press; 1988.
  40. Is Latin America starting to retreat from early and universal childbearing? Rosero-Bixby L., Castro-Martín T., Martín-García T.. 2009;20(9):169-194.
  41. Birth month, school graduation, and the timing of births and marriages Skirbekk V., Kohler H., Prskawetz A.. 2004;41(3):547-568.
  42. Changing family and partnership behaviour: Common trends and persistent diversity across Europe Sobotka T., Toulemon L.. 2008;19(20-29).
  43. The Influence of School Enrollment and Accumulation on Cohabitation and Marriage in Early Adulthood Thornton A., Axinn W. G., Teachman J.. 1995;60(5):762-774.
  44. La Reforma de 1993 de la Educación Secundaria en México: Nuevo currículum y prácticas de enseñanza Quiroz R.. 1998;36:76-90.
  45. Cambio demográfico y social en el México del siglo xx Samuel O., Sebille P., Coubès M. L., Zavala de Cosío M. E., Zenteno R.. Ciudad de México: Colegio de la Frontera Norte, Tecnológico de Monterrey-Porrúa; 2004.
  46. Informe mundial sobre la educación, 1991 UNESCO. Madrid: Santillana-unesco; 1994.
  47. Europe’s Second Demographic Transition Van de Kaa D.. 1987;42(1):3-57.