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Población y Salud en Mesoamérica

versión On-line ISSN 1659-0201

PSM vol.18 no.1 San Pedro jul./dic. 2020

http://dx.doi.org/10.15517/psm.v18i1.40350 

Artículo

Estrato sociodemográfico y patrones relacionados con la primera unión o la primera maternidad en México, 2018

Sociodemographic strata and patterns related to the first union and first motherhood in Mexico, 2018

1Universidad Autónoma del Estado de Hidalgo, MÉXICO elsa_ortiz@uaeh.edu.mxORCID id: http://orcid.org/0000-0002-4496-6275

Resumen:

Introducción:

Eventos como la primera unión o la primera maternidad son acontecimientos claves que marcan la transición a la vida adulta de las mujeres, por lo que el objetivo de este trabajo fue investigar las pautas de formación familiar de dos generaciones de mujeres en México, según el estrato sociodemográfico.

Metodología:

Para este estudio, se analizaron los datos de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica de 2018. Inicialmente, se estudia la intensidad y el calendario de los dos eventos mediante el análisis de supervivencia. Finalmente, para determinar si el estrato sociodemográfico está asociado a la ocurrencia del calendario de los dos eventos se ajusta un modelo de riesgos proporcionales de Cox.

Resultados:

Se observa que las mujeres nacidas entre 1984 y 1988, pertenecientes a los estratos sociodemográficos más bajos, tienen los mismos comportamientos demográficos que aquellas mujeres del mismo estrato que nacieron veinte años antes. Es importante señalar que las que pertenecen a los estratos más altos han postergado la entrada de estos dos eventos, tan importantes desde la perspectiva social y cultural de México.

Conclusiones:

Las pautas de los comportamientos demográficos relacionados con la formación de la familia en México ratifican que es un país con pautas culturales, sociales y familiares bien establecidas, que aún en las generaciones más jóvenes se siguen transmitiendo. Por lo que es de suma importancia seguir estudiando más afondo el tema de la estabilidad del calendario y la intensidad de la primera unión o la primera maternidad.

Palabras Clave: Formación familiar; cohortes; calendario; intensidad; México.

Abstract:

Introduction:

The first union and the first motherhood are key events that start the women's transition to adulthood, so that the aim of this paper is investigating the family formation´s patterns in Mexico, specifically in the first union and the first maternity of two women´s generations, analyzing quantum and tempo according to the sociodemographic stratum.

Methodology:

This study analyzes the National Survey of Demographic Dynamics of 2018. Initially, the two events’ quantum and tempo are studied by the survival analysis. Finally, to determine if the sociodemographic stratum is associated with the occurrence of the calendar of events, two Cox proportional hazards models are adjusted.

Results:

It can be observed that women born between 1984 and 1988, located among the lowest sociodemographic strata have the same demographic behaviors as those women of the same stratum who were born twenty years earlier. It is important to see that those women who belong to the highest strata have postponed the entry of these two events, so important from the social and cultural perspective of Mexico.

Conclusions:

The demographic behavior’s patterns related to family formation in Mexico ratify that this is a country with very established cultural, social and family behavior standards, that even in the younger generations these patterns continue to be transmitted. Therefore, it is very important to continue analyzing the tempo and the quantum of the first union and the first motherhood.

Keywords: Family formation; cohorts; tempo; quantum; Mexico.

Introducción

Durante la segunda mitad del siglo pasado, los comportamientos demográficos de las mujeres se han venido modificado en analogía con los de sus madres o abuelas. Detonantes de estas transformaciones han sido las nuevas oportunidades educativas, la mayor incorporación laboral, el mejor avance del uso de métodos anticonceptivos y la continua aprobación social de la cohabitación y del divorcio entre las mujeres más jóvenes. Entre las principales consecuencias de estos cambios demográficos, sociales y económicos de las mujeres han supuesto cambios en la transición a la vida adulta, la formación familiar y las tasas de fecundidad (Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), 2005; Ryder, 1964; Mason, 1997).

Al referirse a la transición a la vida adulta, se acostumbra considerar cinco eventos que en marcan este proceso en el curso de vida de las personas. Estos eventos son la salida de la educación, el primer empleo, la emancipación, el inicio de la primera unión y primera maternidad (Mora-Salas y Oliveira, 2009). Por lo tanto, la primera unión y primera maternidad se han visto como eventos claves que enmarcan el inicio de la formación familiar de las mujeres jóvenes desde la demografía o en general de las ciencias sociales.

Estudios sociales han demostrado que el calendario y la intensidad de estos dos eventos pueden estar influenciados por factores como la expansión educativa, el área de residencia, aspectos culturales y el contexto económico de la mujer, entre otros (Oliveira y Mora-Salas, 2008; Aparicio, 2014; Gayet y Szasz, 2014; Mier, 2014; Rabell y Gutiérrez, 2014; Solís y Ferraris, 2014; Zavala, 2014). En América Latina, estos dos eventos suelen ocurrir a una edad más joven en comparación con la que ocurren en Europa y, en general, no se han observado mayores cambios en su calendario e intensidad en 10 años (Ortíz-Ávila, 2015).

En México la situación no ha sido muy diferente a la del continente y es hasta después del 2000 que se observó el primer cambio en la edad media de la primera unión, pasando de 21.6 a 22.2 años entre 1980 y 1990 (Parrado y Zenteno, 2005; Samuel y Sebille, 2005). Dicho cambio no es mayor a medio año de retraso, pero rompe con la persistencia transcurrida durante las décadas pasadas. Del mismo modo, se observa que la edad mediana a la primera maternidad para las mujeres nacidas entre 1951 y 1953 fue de 20 años, mientras que para las nacidas entre 1978 y 1980 aumento a 21.0 años (Páez y Zavala, 2017). México es un país con una heterogeneidad interna muy alta en ciertos patrones demográficos, como los relacionados con la formación familiar.

Uno de los argumentos más establecidos en la literatura demográfica es que las desigualdades sociales y económicas ayudan a definir en el proceso de transición a la adultez (Oliveira y Mora-Salas, 2008). Se ha revisado en la literatura cómo las mujeres que se encuentran en situación de mayor vulnerabilidad o incertidumbre de recursos económicos han transitado por la primera unión y primera maternidad a una edad más temprana en comparación con aquellas que pertenecen a estratos más aventajados. Del mismo modo, las proporciones finales de ocurrencia de estos eventos también son mayores para las mujeres de los estratos menos favorecidos. Estas situaciones indican que existe una relación entre el estrato socioeconómico, el calendario y la intensidad de eventos como la primera unión y primera maternidad (Echarri y Pérez-Amador, 2007; Oliveira y Mora-Salas, 2008; Solís, Gayet y Juárez, 2008).

Por lo que el objetivo de este trabajo es analizar las pautas de formación familiar en México, en específico en el análisis de la primera unión y primera maternidad de dos generaciones de mujeres, unas nacidas entre 1964 y 1968 (entre 50 y 54 años) y otras nacidas entre 1984 y 1988 (entre 30 y 34 años), buscando principalmente cambios en la intensidad y el calendario según el estrato sociodemográfico al que pertenece el hogar de dichas mujeres. Para este estudio, se analizaron los datos de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica de 2018 (ENADID-18).

Antecedentes

Antes del año 2000, se apreciaba una notable inmovilidad de la edad de entrada a la primera unión y a la primera maternidad (Echarri, 2004; Rosero, 2004; Di-Cesare, 2007). Incluso se percibía una anticipación en la edad de estos eventos, aún en las mujeres con niveles educativos más altos (Esteve, López y Skijper, 2013).

Es contradictorio ver que las mujeres en México viven en un contexto de cambios de carácter demográfico, en donde existe una conjugación de factores como una fecundidad cercana al reemplazo (2.1 hijos por mujer), un importante aumento del nivel educativo de las mujeres, una mayor participación laboral de las mujeres, entre otras transformaciones relacionadas con su ciclo de vida y la toma de decisiones familiares en torno a sus expectativas, vinculadas con patrones de formación familiar temprana (Aparicio, 2014; Gayet y Szasz, 2014; Mier, 2014; Rabell y Gutiérrez, 2014; Solís y Ferraris, 2014; Zavala, 2014).

De tal manera que, se puede decir es que esta estabilidad en la edad a la que ocurren eventos como la primera unión y primera maternidad se atribuyen principalmente a la elevada incidencia de la pobreza y la desigualdad en la región, que se conjugan con el bajo nivel educativo para grupos importantes de población en América Latina y el Caribe (Korzeniewicz y Smith, 2000; CEPAL, 2008).

Esta particularidad de los grupos socioeconómicos más pobres no solo se ve reflejado en una fecundidad a edades jóvenes más alta, sino que también en una marcada vulnerabilidad en materia de fecundidad en general (Pantelides, 2004; Rodríguez, 2005; Di-Cesare y Rodríguez, 2006). Aunque la experiencia de países del este de Europa sugiere que niveles muy bajos de fecundidad son posibles incluso con edades relativamente tempranas al primer hijo, de acuerdo con la Organización de las Naciones Unidas (Organización de las Naciones Unidas (ONU) 1999). En América Latina las condiciones socioeconómicas son excepcionales y difícilmente comparables con las de Europa, por lo que investigadores como Rosero (2004) no creen que en Latinoamérica se lleguen a presenciar niveles bajos de fecundidad en edades jóvenes. Lo anterior, debido a la enorme brecha entre las expectativas y las realidades económicas que sufren las mujeres de esta región.

En investigaciones cuantitativas se ha observado que existe una relación inversa entre el estrato socioeconómico y la transición a la vida adulta. En un estudio realizado en México con datos de la Encuesta Nacional de la Juventud (ENJUVE) del año 2000, se observa cómo las mujeres de entre 15 y 29 años, pertenecientes a los estratos medios-altos, permanecen por un tiempo más largo en la escuela, obtienen niveles de escolaridad mucho más altos, participan en mayor proporción en el mercado laboral, desvinculan en mayor medida la relación entre la sexualidad y la fecundidad, se unen, y tienen hijos a edades más tardías que aquellas mujeres que pertenecen a los estratos más bajos. Del mismo modo, las transiciones a la primera relación sexual, a la salida de escuela, al mundo laboral, a la primera unión o a la primera maternidad de las mujeres de estratos más bajos ocurren, en general, a edades más tempranas (Oliveira y Mora-Salas, 2008). En otro estudio que utilizó la ENJUVE como fuente de información, se encontró una relación inversa entre la situación socioeconómica y la entrada en la unión y el matrimonio, ya que las mujeres que tienen entre 15 y 29 años y que viven en una situación más desahogada retrasan este tipo de eventos en comparación con aquellas que viven en circunstancias de carencias económicas (Echarri y Pérez-Amador, 2007).

Reforzando las investigaciones anteriores, un trabajo que utilizó como fuente de información la Encuesta Nacional sobre Niveles de Vida de los Hogares (2002), muestra evidencia de que en México coexisten dos tipos de mujeres según sus patrones reproductivos. Un grupo, el cual todavía no es mayoritario y al cual pertenecen mujeres de sectores sociales medios y altos, se caracteriza por experimentar periodos más largos de vida sexual sin estar formalmente unidas y, por lo tanto, postergan la primera unión o primera maternidad. Otro grupo de mujeres con mayor peso dentro de la población continúan con patrones tradicionales y tempranos en cuanto a su vida sexual y formación familiar (Solís et al., 2008).

Finalmente, un trabajo muestra las diferencias en cuanto al tiempo en años entre la edad media de la primera relación sexual y la primera unión, según el estrato socioeconómico de las mujeres analizadas por la Encuesta Nacional de Salud Reproductiva de 1998. Es decir, pasan un mayor número de años entre la edad media de la primera relación sexual y la primera unión para las mujeres de los estratos medio y alto en comparación con las de los estratos bajo y muy bajo. De la misma forma, refuerza que las mujeres de los estratos más altos postergan estos dos eventos en relación con las mujeres de los estratos más bajos (Szasz, 2008).

Respecto a investigaciones cualitativas se puede decir que los resultados no son tan diferentes. En un trabajo realizado en dos ciudades de México, se estudiaron mujeres de entre 15 y 24 años. En un primer grupo las mujeres vivían en contextos populares y, en un segundo, mujeres que vivían en entornos de clase social media-alta (Stern, 2004). La gran mayoría de los padres y las madres de las mujeres de los contextos populares finalizaron apenas la educación primaria y ellas concluyeron la educación secundaria. Sus aspiraciones estaban asociadas con trabajar para comprarse ropa mientras conocían a alguien para casarse y tener hijas e hijos. En general, se casan a los 20 años y una proporción pequeña de ellas aspiran a estudiar una carrera. En los contextos de clase media-alta la situación es diferente, las jóvenes reciben una importante presión social para terminar su carrera universitaria, mantenerse solteras y sus aspiraciones están mayormente dirigidas a la realización personal y profesional; no a contraer matrimonio o tener hijos (Stern, 2004). Otro estudio cualitativo hecho en la Ciudad de México muestra cómo las mujeres que viven en contextos de pobreza y vulnerabilidad configuran al embarazo como un evento simbólico que es capaz de reconfigurar su proyecto de vida, el cual logra fortalecer su identidad. Según este estudio, para estas mujeres el tener un reconocimiento social está más relacionado con el ser madre que con el ser estudiante o profesional (García, 2004). En esta misma línea de investigación, un estudio mixto para Uruguay describe cómo las mujeres embarazadas en la adolescencia provenientes de contextos con falta de oportunidades no logran ver el enorme costo social de lo que significa ser madre a tan temprana edad. Por el contrario, estas mujeres perciben que ser madres tan jóvenes las eleva en la posición del hogar, ya que las ubica en el rol de adultas madres. Este papel se percibe más beneficioso a corto plazo que seguir en el sistema educativo durante toda la juventud (De-Rosa, Doyenart, Lara y Varela, 2016).

Metodología

3.1 Enfoque del estudio

El tipo de enfoque de la investigación es cuantitativo y descriptivo, basado en que, a pesar de que la ENADID-18 es una encuesta de tipo transversal, hace preguntas referentes a las fechas (mes y año) en que ocurrieron tanto la primera unión como la primera maternidad. Lo que permite hacer un análisis longitudinal e identificar la transición de estos eventos.

3.2 Fuente de información

Esta ENADID fue levantada entre agosto y septiembre de 2018 y forma parte de la serie de encuestas transversales de fecundidad realizadas en México. Es representativa en los ámbitos rural, urbano y por entidad federativa. La encuesta tiene por objetivo actualizar la información estadística relacionada con el nivel y el comportamiento de los componentes principales de la dinámica demográfica, como lo son la fecundidad, la mortalidad y la migración. Además, otros temas que tienen relación con la dinámica de crecimiento de la población y las preferencias reproductivas, salud maternoinfantil y formación familiar. La ENADID se aplicó a 108 439 mujeres de entre 15 y 54 años y la información que proporcionaron estas mujeres para la encuesta es tratada en todo momento como estrictamente confidencial por el INEGI.

3.3 Procesamiento de análisis.

Se inicia el estudio descriptivo con el cálculo de la intensidad y el calendario de los dos eventos, mediante el análisis de supervivencia. Para examinar las diferencias en el calendario y la intensidad de la formación de una familia, se calcula con la ayuda de tablas de vida la proporción acumulada de la ocurrencia de cada evento y se estiman dos indicadores:

El primer indicador es la edad mediana de la ocurrencia del evento. La edad mediana es un indicador de calendario y se refiere, en este contexto, a la edad a la que el 50.0 % de la población inicial no ha hecho la transición al evento.

El segundo es la proporción de mujeres que no han pasado por el evento a los 30 años. La proporción de mujeres que a los 30 años no han vivido el evento es un indicador de intensidad y se refiere al porcentaje de mujeres que a los 30 años todavía no se habían unido o no habían concebido por primera vez.

En este estudio se analizan dos cohortes de nacimiento de mujeres: (1) las nacidas entre 1964 y 1968, las cuales al momento de la encuesta tenían entre 50 y 54 años y, (2) las nacidas entre 1984 y 1988. Esta últimas nacieron 20 años después y, por lo tanto, tenían entre 30 y 34 años en el 2018.

Para estudiar si el estrato sociodemográfico del hogar al que pertenecen las mujeres está asociado con la varianza observada al calendario de los eventos, se ajusta un modelo de riesgos proporcionales de Cox (1972). En otras palabras, se analiza si el estrato como factor acelera o retarda la ocurrencia de ambos eventos. Del mismo modo, la regresión de riesgos proporcionales combina el análisis de tablas de vida y el de una regresión, ya que toma en cuenta tanto la influencia que tiene el estrato en la ocurrencia de los dos eventos, como las diferencias en la exposición al riesgo de los individuos en cada edad.

El modelo de regresión de Cox está definido por la siguiente función:

H(t) = H 0 (t) * e (X1* β1+ X2* β2+ Xk* βk)

Donde:

(H(t))

Función de riesgo (hazard ratio) de que el evento ocurra al tiempo t

(H0(t))

Función de riesgo base al tiempo t. Es decir, h0(t) es el riesgo cuando todas las variables Xk son iguales a 0

(XkENT)

Variable predictora k

(βkENT)

Vector de parámetros p-dimensional

La función matemática del riesgo relativo (r.r) es la siguiente:

Los r.r corresponden a medidas de asociación para variables nominales dicotómicas. En este sentido, el efecto de una variable x se valora con el exponente eβ, que es el factor por el cual se multiplica el riesgo relativo cuando la variable x se incrementa en una unidad y las demás variables permanecen constantes. La interpretación del r.r se puede hacer de la siguiente manera:

r.r=1 Indica que no hay diferencia entre estar estudiando o no en la ocurrencia del evento;

r.r>1 Muestra que existe una influencia positiva, es decir, que estar estudiando se asocia con mayor probabilidad de ocurrencia del evento;

r.r<1 Revela que existe un impacto negativo, o que estar estudiando es un factor de menor riesgo, y por lo tanto es un factor protector.

Es evidente que no todas las mujeres transitan por todos los estados, no solo por la intensidad, sino como en todo análisis donde la variable dependiente es el tiempo de supervivencia de algún acontecimiento, se debe tener en cuenta la existencia de casos censurados. En este análisis, se censuraron los casos en que las personas no presentaban el evento al momento de la encuesta, pues contribuyen con información parcial sobre la ocurrencia del suceso.

Variables

La variable dependiente para el ajuste de los modelos es la primera maternidad o la primera unión, adaptadas para el análisis de supervivencia. Es decir, se incluye una variable que represente el tiempo (edad a la ocurrencia del evento y la edad al momento de la encuesta para los casos en que aún no haya ocurrido evento), y otra el estatus del evento (1 cuando acontece el evento y 0 cuando es un dato censurado). A partir de los datos de la encuesta, en este trabajo se considera que una mujer está en una primera unión cuando esta respondió que comenzó la convivencia con su pareja por primera vez, ya sea mediante una unión consensual o un matrimonio. La primera maternidad está relacionada con las observaciones de mujeres que tienen ya un primer hijo nacido vivo antes de la fecha del levantamiento de la encuesta. Las variables independientes que se utilizan para el ajuste del modelo son la cohorte de nacimiento de las mujeres, dividida en dos categorías y el estrato sociodemográfico dividido en 4 categorías (Tabla 1).

Tabla 1 Variables para el modelo de regresión de Cox 

VARIABLES DEPENDIENTES
Transición a la primera unión
Tiempo Estatus
Edad a la primera unión 1, ocurre la primera unión
Edad al momento de la encuesta 0, dato truncado
Transición a la primera maternidad
Tiempo Estatus
Edad a la primera maternidad 1, ocurre la primera maternidad
Edad al momento de la encuesta 0, dato truncado
VARIABLES INDEPENDIENTES
Cohorte de nacimiento 1, 1964-1968 2, 1984-1988
Estrato sociodemográfico 1, Bajo 2, Medio-bajo 3, Medio-alto 4, Alto

Fuente: Elaboración propia, 2018.

Según la información metodológica de la ENADID, el estrato sociodemográfico es un acercamiento a las carencias físicas y de equipamiento del hogar, así como el acercamiento a factores relacionados con el nivel educativo y ocupación de los miembros del hogar. El indicador de estrato sociodemográfico de este estudios se tomó del Instituto Nacional de Estadística y Geografía de México (INEGI). Los estratos se construyen mediante una selección de variables representativas de los estimadores propios de las principales encuestas que realiza el INEGI. Después, se hizo una selección objetiva mediante un análisis de factorial obteniendo 4 subconjuntos: nacional, urbano alto, complemento urbano y rural. El conjunto de viviendas se divide en subconjuntos no traslapados, cada subconjunto se le denomina estrato; a partir de este proceso se obtienen los subconjuntos de viviendas que se clasifican como bajo, medio bajo, medio alto y alto. Para la creación de los estratos se emplearon indicadores de dos niveles de análisis: población y vivienda. Los indicadores de población se dividen en cuatro rubros: derechohabiencia, asistencia escolar por grupos de edad y población analfabeta, y población económicamente activa y ocupada. Respecto a los indicadores de vivienda son para conocer si cuentan con los principales servicios y los que tienen aparatos electrónicos de uso cotidiano.

Resultados

Al examinar el calendario para la primera unión según la cohorte de nacimiento, se puede ver con datos de 2018 que perdura la estabilidad de la primera unión. Una manera de medir estas diferencias es, por un lado, mediante la comparación de las edades medianas y, por el otro, a partir de las diferencias en la proporción de mujeres que a los 30.0 años no les habían vivido el evento. En la Figura 1 se representan tanto las curvas de supervivencia que muestran qué parte de las mujeres del estudio no han experimentado el evento tras edad, como la edad mediana de estos eventos representada por la unión de las líneas en rojo.

Fuente: Elaboración propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica, 2018.

Figura 1 Calendario de la formación familiar, curvas de supervivencia por cohorte de nacimiento en México, 2018 

Respecto a la primera unión, se observa que las mujeres nacidas en la cohorte de nacimiento de 1964-1968 tuvieron su primera unión a la edad mediana de 21.8 años, mientras que las de la generación más joven, la tuvieron a los 22.0 años. Lo que significa una diferencia de 0.2 años (menos de 3.0 meses) entre generaciones.

Esta situación de estabilidad es más marcada para la edad mediana a la primera maternidad, pues la edad no ha cambiado entre cohortes de nacimiento, para ambas se sitúa en torno a los 22.0 años. La intensidad es otra dimensión que aporta información relevante del comportamiento de entrada en unión de las mujeres. Así, una vez analizado el calendario de la primera unión o la primera maternidad, se analiza el porcentaje de mujeres que a los 30.0 años no han tenido una primera unión o no han sido madres por primera vez, observando las diferencias por cohorte de nacimiento. En congruencia con los resultados anteriores, alrededor de un 20.0 % de las mujeres de ambas generaciones no han tenido una primera unión a los 30.0 años. Si se observa que la edad a la primera unión y la proporción de mujeres no unidas por primera vez a los 30.0 años es la misma para las dos generaciones analizadas, se puede decir que esto muestra una estabilidad de los patrones de la primera unión a través del tiempo.

Respecto a la primera maternidad, se observa en contraste con la primera unión, que hay una pequeña diferencia, donde el 17.0 % de las mujeres más jóvenes no habían tenido un primer hijo a los 30.0 años, en comparación con el 15.0 % de las mujeres de mayor edad. Esto significa que hay 2.0 puntos porcentuales (p.p.) menos de mujeres que no tienen un primer hijo a los 30.0 años, lo cual puede verse asociado a que cada vez menos mujeres son madres a esa edad. La idea de encontrar diferencias según la cohorte de nacimiento por estrato socioeconómico se puede estudiar en los siguientes resultados.

Al observarse los 4 estratos, las pequeñas diferencias se enmarcan fundamentalmente entre las mujeres de los dos estratos más altos. Son casi 2.0 años de postergación de la primera unión entre la cohorte de nacimiento de 1964 a1968 y la de 1984 a 1988 tanto para el estrato medio-alto como para el estrato alto. Por otro lado, en el estrato medio-bajo el calendario permanece igual en ambas generaciones, mientras que en el estrato bajo se ve una anticipación de las mujeres de la cohorte de nacimiento más joven de 0.8 años, en comparación con la generación de 1964 a 1968 (Figura 2).

Fuente: Elaboración propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica, 2018.

Figura 2 Calendario de primera unión, curvas de supervivencia por estrato sociodemográfico y cohorte en México, 2018 

Centrándose en la idea de que los cambios más importantes solo se observan entre los estratos más altos, se justifica entonces que la proporción de mujeres que a los 30.0 años no se habían unido, sea mayor entre las mujeres más jóvenes que entre las de mayor edad. Para el estrato más alto, las diferencias generacionales son de alrededor de 4.0 p.p. (27.0 % en las nacidas entre 1984 y 1988 y 23.0 % para las de 1964 a 1968); mientras que para el estrato más bajo ocurre lo contrario, es decir, que a los 30.0 años las mujeres más jóvenes se unen por primera vez aproximadamente 2.0 p.p. más que las mujeres de mayor edad (16.0 % en las nacidas entre 1984 y 1988 y 14.0 % para las de 1964 a 1968). La situación observada con la primera unión se vuelve más específica con la primera maternidad (Figura 3).

Fuente: Elaboración propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica, 2018.

Figura 3 Calendario de primera maternidad, curvas de supervivencia por estrato sociodemográfico y cohorte en México, 2018 

Es decir, es el estrato más alto el único que presenta cambios importantes en el calendario del nacimiento del primer hijo (1.7 años) por cohorte de nacimiento. Las gráficas de los estratos más bajos presentan la misma forma, sin cambios importantes o evidentes visualmente.

Por otro lado, el porcentaje de mujeres que no son madres a los 30.0 años muestra diferencias por cohorte de nacimiento en casi todos los estratos. Estos cambios siguen siendo más grandes conforme aumenta la posición del estrato. En el caso del medio-bajo existe un aumento de 2.0 p.p de las mujeres nacidas entre 1984 y 1988 que no son madres por primera vez a los 30 años, (15.0 %) en comparación con las mujeres de la cohorte de 1964 a 1968 (13.0 %). Esta diferencia se convierte en 6.0 p.p en el estrato medio-alto y de 10.0 p.p en el estrato alto. Lo anterior, quiere decir que el 33.0 % de las mujeres nacidas entre 1984 y 1988 no han sido madres a los 30.0 años (Figura 3). Esto reafirma lo descrito para la primera unión. Se puede inferir que cada vez más las mujeres jóvenes tienen la elección de no ser madres a temprana edad y que esta decisión, de alguna manera, está vinculada con los estratos sociodemográficos más altos.

El riesgo relativo de unirse por primera vez se mide en este caso con un modelo simplificado, reducido a estudiar las diferencias entre cohortes de nacimiento (Tabla 2). De esta manera, se obtiene un resultado muy similar al que se obtuvo con el análisis del calendario y la intensidad. En los modelos 1a y 1b de la Tabla 2, se puede observar que el riesgo relativo no es significativo, lo que quiere decir que no existen diferencias significativas para las mujeres más jóvenes (nacidas entre 1984 y 1988) con respecto a las de mayor edad (nacidas entre 1964 y 1968) para ambos eventos. En otras palabras, no existen diferencias significativas entre las mujeres más jóvenes y las de mayor edad en los patrones de la primera unión o la primera maternidad.

Tabla 2 Modelos: Efectos del estrato sociodemográfico en el calendario de la primera unión o la primera maternidad en México, 2018 

Fuente: Elaboración propia, a partir de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica, 2018.

Además de conocer los cambios en el calendario y la intensidad de la primera unión o la primera maternidad según el estrato sociodemográfico, se analizan las posibilidades de experimentar estos dos eventos según sea el estrato al que pertenecen las mujeres de las dos generaciones estudiadas.

En un segundo modelo (Tabla 2, modelo 2a y 2b), se introduce el factor explicativo de estrato sociodemográfico. Considerando el supuesto de que este modelo explicará de manera íntegra las diferencias entre generaciones, el factor de la cohorte no debería ser distinto de 1.0; sin embargo, es distinto de uno. La generación de 1964 a 1968 tiene solo un 3.0 % más de riesgo de unirse por primera vez que las mujeres más jóvenes a la misma edad. Según el estrato sociodemográfico, las mujeres que pertenecen al medio-bajo tienen 18.0 % menos de posibilidad de unirse por primera vez en referencia con las mujeres del estrato bajo. Lo mismo pasa con las mujeres de los estratos medio-alto (36.0 %) y alto (41.0 %).

Respecto a la primera maternidad se observa una situación muy similar al de la primera unión. Cuando se introduce la variable estrato sociodemográfico, la generación de 1964 a 1968 tienen un 7.0 % más de riesgo de tener un primer hijo que las mujeres más jóvenes a la misma edad. Según el estrato sociodemográfico, las mujeres del estrato medio-bajo tienen 19.0 % menos riesgo relativo de ser madres por primera vez. Lo mismo pasa con las mujeres de los estratos medio-alto (39.0 %) y alto (50.0 %) en comparación con las mujeres del estrato bajo.

Conclusión

En este estudio se examinaron las pautas relacionadas con la primera unión o la primera maternidad de dos cohortes de nacimiento de mujeres mexicanas. En específico, se buscaron los cambios en la intensidad y el calendario de las mujeres nacidas entre 1984 y 1988 y las nacidas entre 1964 y 1968, según el estrato sociodemográfico al que pertenece el hogar de dichas mujeres. A partir del análisis hecho con datos de la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica a nivel nacional, se observa que la edad mediana de la primera unión y del nacimiento del primer hijo o hija no ha variado significativamente en ambas cohortes a nivel nacional.

Tanto en el análisis descriptivo como en el análisis multivariado, las mujeres nacidas entre 1984 y 1988, ubicadas entre los estratos sociodemográficos más bajos tienen los mismos comportamientos demográficos que aquellas mujeres del mismo estrato que nacieron 20 años antes. Es decir, aquellas nacidas en la década de 1980, procedentes de estratos sociodemográficos bajos, formaron uniones y tuvieron hijos o hijas a la misma edad y en la misma proporción que las mujeres del mismo estrato sociodemográfico nacidas en la década de 1960. Sin embargo, es importante señalar que aquellas mujeres situadas en los estratos más altos sí han postergado la entrada de eventos tan importantes vistos como parte fundamental, social y culturalmente de la transición a la vida adulta de las jóvenes en México.

Estos resultados dan cuenta de que los comportamientos demográficos de las clases menos favorecidas siguen un modelo muy similar de primera unión o primera maternidad que ha perdurado por al menos 20 años. Es significativo ver que ni siquiera se han dado cambios entre las generaciones más jóvenes, a pesar de que las mujeres nacidas en los años ochenta han sido las más favorecidas por las transformaciones sociodemográficas, económicas y sociales experimentadas por la sociedad a partir de los años setenta y, que han tenido repercusiones directas en distintos ámbitos, reflejados en una mayor participación laboral femenina, un aumento del número de años de estudio, una disminución en el número de hijos por mujer, un aumento en las jefaturas familiares femeninas, etc.

Del mismo modo, los resultados de este trabajo concuerdan con lo encontrado entre los estudios cuantitativos y cualitativos revisados con anterioridad (De-Rosa, Doyenart, Lara y Varela, 2016; García, 2014; Oliveira y Mora-Salas, 2008; Echarri y Pérez-Amador, 2007; Solís et al., 2008; Szasz, 2008; Stern, 2004), lo que lleva a pensar que el entorno o contexto sociodemográfico y económico en el que viven las mujeres está estrechamente vinculado a los comportamientos relacionados con la formación familiar.

Este tipo de efectos estimulan a seguir investigando con mayor detalle cómo estos componentes o factores sociodemográficos, que ya se han estudiado antes, como el nivel educativo, la participación laboral, el área de residencia, el nivel sociodemográfico o la carga cultural del hogar de la mujer, ya que influyen directamente en las aspiraciones, los comportamientos o la toma de decisiones de la población femenina respecto a priorizar su formación académica, pensar en acumular experiencia para su vida profesional o, por el contrario, abandonar los estudios para casarse, unirse o ser madres.

Al observar cómo el modelo de formación familiar solo ha cambiado entre las mujeres de los estratos sociodemográficos más altos, se reafirma que en México se sufren grandes desigualdades sociales, reflejadas de cierta forma en la perpetuación de los tradicionales roles de género. Así, se puede interpretar que la prevalencia de estos roles y estereotipos socioculturales atribuidos a las mujeres, pueden influir en que las más desfavorecidas económica y socialmente reconozcan que tienen menos posibilidades de progreso profesional, pero mayores oportunidades en el ámbito familiar.

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Recibido: 14 de Enero de 2020; Revisado: 07 de Mayo de 2020; Aprobado: 15 de Junio de 2020

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