Emancipación y formación de hogares entre los jóvenes uruguayos: las transformaciones recientes

 

Emancipation and household formation among Uruguayan youth: recent transformations

 

Daniel Ciganda e Ignacio Pardo

 

Universidad de la República, Uruguay

 

Artículo recibido el 17 de junio de 2013.
Aprobado el 5 de septiembre de 2014.

 

Resumen

El artículo se centra en los cambios recientes en un evento fundamental de la transición a la adultez: la emancipación del hogar de origen. Para el caso de los jóvenes uruguayos, los resultados indican que si bien no es posible observar retraso en el calendario de salida del hogar en términos generales, los jóvenes de estratos más altos tienden a postergar su salida. Además, se tiende a la convergencia de calendario entre varones y mujeres y decrece la proporción de jóvenes que salen a vivir en pareja. De hecho, el crecimiento en la formación de hogares no familiares (compartidos y unipersonales) es el cambio más significativo del periodo, por encima de los cambios en el calendario.

Palabras clave: Emancipación; transición a la adultez; juventud; Uruguay.

 

Abstract

The article focuses on the recent changes in the calendar of home leaving in Uruguay, in the context of a larger transformation of the transitions to adulthood. Although we did not find a general trend towards older ages at home leaving, youth from higher socioeconomic levels delayed their transition out of the parental home. Men and women's behavior converged over the period, although maybe less than we would have expected. In any case, the most relevant differences do not correspond to timing changes but to changes in the type of households: the proportion of nuclear households has markedly decreased, giving way to an increase in non-family (shared and single) households.

Key words: Home leaving; transitions to adulthood, youth; Uruguay.

 

Introducción y antecedentes

La emancipación del hogar de origen es uno de los eventos centrales en la Transición a la Adultez (TA). El objetivo de este artículo es describir sus transformaciones recientes para el caso uruguayo, incorporando el estudio de las tendencias generales, así como la eventual polarización o convergencia de distintas subpoblaciones en torno a un patrón predominante.

La centralidad de la emancipación como evento de la TA deriva de dos factores: las nuevas responsabilidades que se asumen (salir del hogar suele requerir ingresos personales, por lo que se asocia a la autonomía económica) y los eventos habitualmente asociados a la emancipación, como el inicio de una vida familiar propia.

En algunos países, sin embargo, la centralidad de este evento es reducida: aquellos en que la formación de un hogar propio no indica en todos los casos el inicio de la vida conyugal, ya que los períodos de convivencia no familiar (hogares unipersonales o compartidos con no familiares) están más extendidos y validados socialmente y donde la existencia de apoyos estatales hacia los jóvenes es tan fuerte como para incidir en el calendario de salida, por lo que contar con un empleo de calidad disminuye su importancia como factor determinante para lograr la emancipación (Aassve et al., 2001). Brevemente, pueden identificarse dos grandes modelos de salida: uno en el que la emancipación coincide altamente con el inicio de la vida conyugal y está más directamente determinada por los recursos personales y otro donde existen apoyos externos que facilitan el proceso y donde las salidas están más diversificadas (mayor presencia de hogares unipersonales y compartidos) y desconectadas de otros eventos.

Así, en el marco del reciente retraso general de la TA, el cambio observado en la edad a la salida del hogar no tiene un comportamiento tan uniforme como el cambio en el calendario del resto de los eventos, sino que dependerá en gran medida de cuál de estos modelos prevalece en cada contexto nacional. En el primer modelo, el retraso en el ingreso al mercado laboral y en la edad al matrimonio retardan la edad de salida del hogar, generando un periodo de convivencia prolongado entre padres e hijos. En el segundo, la independencia relativa de la salida del hogar respecto a otros eventos permite que no se registren cambios significativos de calendario, a pesar del retraso general del calendario de la TA. De hecho, la investigación reciente en Europa muestra cómo la salida del hogar es el único evento en la región que muestra poco o nulo cambio entre generaciones, a diferencia de las edades medias a la primera unión, al matrimonio y al nacimiento del primer hijo, todas con una tendencia clara al aumento (Billari y Liefbroer, 2010).

Entre los países desarrollados, se destaca cierto retraso en la salida del hogar en Italia y España, lo que no es casual. Se trata de los países de Europa Occidental en los que está más vigente el modelo de salida asociado a la formación de una pareja y menos difundida la convivencia no familiar. En el resto de los países desarrollados la ausencia de cambio o incluso una tendencia al adelantamiento es esperable: si el propio proceso de individualización y la búsqueda de autonomía (tal como se lo define en la teoría de la Segunda Transición Demográfica) posterga la formación de una familia, podría por otro lado adelantar la edad de salida del hogar de origen (Billari y Liefbroer, 2010), dada la progresiva desconexión entre ambos eventos. En una línea similar, Danziger y Rouse (2007) han encontrado que en el caso de los Estados Unidos, no se destaca el retraso en la edad de salida del hogar sino el crecimiento del número de personas jóvenes viviendo solas o con otras personas distintas del cónyuge.

En América Latina los estudios comparativos son más escasos, aunque los ejemplos existentes coinciden en señalar una relativa estabilidad en el tiempo, tanto en términos de la complejidad de las trayectorias (Grant y Furstenberg, 2007) como de las edades a las cuales se producen los eventos del pasaje a la vida adulta (Heaton et al., 2002). Sin embargo, como se intentará demostrar a lo largo de este artículo, los resultados promedio pueden conducir a interpretaciones de escasa utilidad en un contexto marcado por las desigualdades sociales como el de los países latinoamericanos.

De hecho, la heterogeneidad de las experiencias de pasaje a la vida adulta atraviesa la literatura latinoamericana. En uno de los primeros trabajos sobre el tema, Carlos Filgueira subrayaba la existencia de dos modelos de emancipación claramente diferenciados en su calendario de acuerdo con el nivel socioeconómico de los jóvenes. En ese marco, el retraso de los jóvenes provenientes de familias con mayores recursos convive con la emancipación temprana para los jóvenes de estratos bajos (CEPAL, 1998). En la misma línea, Pérez Amador (2004) ha mostrado que si bien la salida del hogar es en promedio más tardía entre las mujeres jóvenes mexicanas, en las localidades rurales abandonan su hogar de origen antes que la generación precedente, lo que no sólo estaría asociado a un modelo de matrimonio precoz sino también a patrones de migración interna. Por todo esto, aunque existan indicios de una tendencia al retraso en la emancipación de los jóvenes latinoamericanos, existen complejidades adicionales, producto de las desigualdades al interior de cada país, pero también de las diferencias en los significados acerca de la familia, la sexualidad y el rol de la mujer en cada sociedad.

Además, los obstáculos materiales están especialmente presentes. Un informe de CEPAL-OIJ, realizado a partir de encuestas específicas de juventud y encuestas de hogares en 18 países latinoamericanos, muestra cómo en 2004 la mitad de los jóvenes de entre 15 y 29 años aún vivía con sus padres. El fenómeno, interpretado como un síndrome de autonomía postergada, asociado a las dificultades económicas para la emancipación, generaba tensiones entre generaciones, dadas por el contraste entre una mayor expectativa de autonomía y un escaso acceso a recursos y espacios propios (CEPAL-OIJ 2004).

Aunque se sabe poco sobre el caso uruguayo y por tanto no es posible construir a priori un modelo que refleje su especificidad, es esperable encontrar heterogeneidad al interior de la población joven. No sólo es significativo que se haya comenzado a utilizar el plural, con el término "juventudes", para el caso uruguayo (INJU, 2011; Filardo et al., 2009) sino que existe evidencia de que ciertos eventos de la transición a la adultez se procesan de forma diversa en distintas subpoblaciones (Ciganda, 2008). La transición a la maternidad es el caso más notorio (Varela et al., 2008), pero no el único.

En cuanto a la emancipación de los jóvenes uruguayos,

existen para amplios sectores serias limitaciones en la estructura de oportunidades. En este sentido, cabe suponer que las condiciones del mercado de empleo, el apoyo de las familias y el desarrollo de políticas públicas fundamentales como las de vivienda están fallando a la hora de proveer oportunidades de emancipación a los jóvenes (Filardo et al., 2009: 36).

Es esperable que quienes no están en situación de vulnerabilidad accedan a mayores recursos de su familia de origen, mientras que quienes sí experimentan una ta en situación vulnerable asuman rápidamente responsabilidades adultas, perdiendo los recursos brindados por el hogar de origen (INJU, 2011). Además, la interrelación entre estas dimensiones y otras, como la de género, provoca heterogeneidades adicionales. Entre las mujeres de hogares más desaventajados, por ejemplo, es más frecuente que se dé la constitución de un núcleo familiar propio sin que medie la emancipación residencial (Filardo, 2012).

Finalmente, en la normatividad asociada a la juventud y en la propia autopercepción de los sujetos como jóvenes existen variaciones relevantes (Filardo et al., 2009), en un contexto general de valoración de la emancipación desde el punto de vista subjetivo: se trata de uno de los eventos de la TA que incide más directamente en la percepción subjetiva de adultez, probablemente por estar asociada a la capacidad de generar ingresos (Furstenberg et al., 2011).

Por todo esto, al estudiar los comportamientos de los jóvenes uruguayos en términos globales es importante conocer sus características generales y su peso en el total (en las últimas décadas, la proporción de la población entre 14 y 29 años ha estado cerca de representar una cuarta parte de la población uruguaya, llegando a 23.9 por ciento en el censo 2011). Pero más importante resulta observar las diferencias al interior de esta población. Por lo pronto, para observar si crecen, propiciando la polarización de distintas subpoblaciones o si más bien tienden a converger.

 

Preguntas e hipótesis

Calendario

El primer eje de análisis refiere al calendario de la salida del hogar. ¿Existe un retraso en la edad a la que se emancipan los jóvenes uruguayos? Se cuenta para ello con hipótesis competitivas.

• Por un lado, podría esperarse un retraso similar al registrado en España e Italia, al menos entre los jóvenes de mayor nivel educativo, ya que en Uruguay también se ha registrado un aumento significativo de la permanencia en el sistema de educación. Además, estos países comparten con Uruguay la ausencia de ayudas estatales significativas y la modesta extensión de los arreglos no familiares.1

• Por otro, la disociación incipiente entre la formación de la pareja y la formación del hogar entre los más educados (Ciganda y Gagnon, 2010) así como la ausencia de cambios significativos en los niveles de ingreso de los jóvenes, harían razonable encontrar poco retraso en el calendario de la salida del hogar en términos generales, aunque puede haberlo en los estratos más altos.

Así, el primer eje de análisis se estructura en torno a un par de hipótesis:

• H1: El calendario de salida del hogar ha experimentado un leve retraso generalizado.

• H2: El calendario de la salida del hogar no ha experimentado cambios relevantes entre los jóvenes de nivel educativo medio y bajo, aunque es posible observar un retraso moderado entre los jóvenes de mayor nivel educativo.

 

Polarización o convergencia

El segundo eje de interés refiere a la polarización o convergencia de los calendarios de salida de distintas subpoblaciones, definidas por criterios de estratificación social vertical, sexo y región. Como se dijo, una de las características de Uruguay, presente en la casi totalidad de los países de América Latina, es la existencia de comportamientos demográficos diferenciados. Pero ¿qué es esperable encontrar, una tendencia a la convergencia o más bien a la polarización de los comportamientos en cuanto al calendario de la emancipación? ¿O eventualmente la estabilidad en la distancia entre los sectores?

En relación a la estratificación social vertical, no hay hipótesis firmes. Si los jóvenes de los sectores más privilegiados salen del hogar a edades más avanzadas y los jóvenes más desaventajados han comenzado a adoptar estos patrones, habrá mayor convergencia hacia el modelo de postergación de la salida y la primera unión. Sin embargo, considerando que el curso de vida ha sido tradicionalmente diferente según el lugar del joven en la estratificación social y que las desigualdades de ingreso y riqueza no han disminuido más que muy levemente en el país (Amarante et al., 2012) podrían asentarse o aún polarizarse los comportamientos demográficos disímiles.

En cuanto a las diferencias entre sexos, se considera que el curso de vida de unos y otras ha tendido a converger en variedad de aspectos, entre los que destaca la participación en el mercado de trabajo y la cantidad de años que permanecen en la educación formal, por lo que se puede formular la siguiente hipótesis:

• H3: La edad de salida del hogar tiende a la convergencia entre varones y mujeres.

 

Tipos de hogar tras la emancipación

Finalmente, hay que poner a prueba la hipótesis mencionada sobre el crecimiento de los arreglos no familiares. ¿Ha crecido el número de jóvenes que salen de su hogar para formar otro que no es de tipo conyugal sino unipersonal o compartido? En este caso, de acuerdo con la evidencia disponible sobre el cambio familiar en Uruguay, es esperable encontrar un crecimiento de los hogares no familiares en detrimento del patrón más habitual.

• H4: Los hogares no familiares crecen en el periodo analizado, en detrimento de los hogares tradicionales de pareja.

Además de verificar si se cumple para toda la población, se intentará ver si el fenómeno se registra especialmente para la subpoblación de los jóvenes de mayor nivel educativo, donde es más esperable este tipo de comportamientos.

 

Datos y métodos

El presente trabajo forma parte de un proyecto de investigación más amplio sobre la TA en Uruguay, realizado en el Programa de Población de la Universidad de la República de dicho país. En ese marco se realizó un extenso trabajo de crítica y armonización de las dos Encuestas Nacionales de Juventud (ENAJ) existentes en Uruguay hasta el momento: la primera realizada en 1990 a jóvenes entre 15 y 29 años y la segunda en 2008 a jóvenes de entre 12 y 29 años de edad, ambas conducidas por el Instituto Nacional de Estadística y vinculadas a las Encuestas Continuas de Hogares (ECH) de cada año, con datos que son representativos a nivel nacional. Parte de este trabajo consistió en la recuperación de la información de las ECH a través de la fusión de las mismas con las encuestas de juventud, lo que ha permitido un análisis más exhaustivo tanto de las características de los jóvenes como de los hogares en los que viven. Finalizado el proceso de fusión y armonización, para aquellos análisis en que se restringió el universo a los jóvenes entre 20 y 29 años de edad,2 el tamaño muestral es de 3 747 casos en 1990 y 2 391 casos en 2008 (en algunos análisis estos tamaños pueden ser menores dada la presencia de valores perdidos en variables específicas). Es necesario señalar que ambas muestras abarcan una multiplicidad de cohortes de nacimiento. La ENAJ de 1990 incluye información de jóvenes nacidos entre 1961 y 1975, mientras que en la de 2008 se entrevistaron jóvenes nacidos entre 1979 y 1996.3

En el análisis de datos se definieron algunas variables de manera distinta a la habitual. Uno de los principales indicadores de estratificación utilizados, el nivel de educación, no se ha definido como cantidad de años de escolarización, sino en términos relativos, incluyendo en el nivel "bajo" aquellos que se encuentran por debajo de la cantidad de años de estudio que agrupa 25 por ciento menos de la distribución en 1990 y 2008; el nivel "medio" queda comprendido entre 25 y 75 por ciento de la distribución y de 75 por ciento en adelante se define el nivel "alto". Esta opción responde a los importantes cambios registrados en la escolarización de las personas durante el período estudiado4. Algunos de los otros indicadores de estratificación utilizados en el trabajo han sido definidos asimismo en forma relativa: el nivel socioeconómico (definido en cuatro niveles según cuartiles de ingreso), la línea de pobreza (situada en 50 por ciento del ingreso de la mediana de la población) y la educación de la madre del entrevistado (ídem nivel educativo).

En cuanto a las técnicas de análisis, las preguntas referentes al calendario de la salida del hogar son abordadas utilizando el Análisis de Supervivencia o análisis de historia de eventos. El evento es el abandono del hogar de origen y la duración se mide en meses.5 Para explorar la influencia de distintas variables en el riesgo relativo (de salir del hogar), sin asumir una distribución a priori de la función de riesgo, se utilizará un modelo de riesgos proporcionales, llamado de Cox. La especificación de los modelos usados para analizar la salida del hogar toman en cuenta el efecto de variables sociodemográficas, así como el de otros eventos en la transición a la adultez (concretamente la salida de la educación, la entrada al mercado de trabajo y el comienzo de la vida reproductiva). Considerando que estos eventos no son constantes en la vida de los jóvenes, sino que suceden una vez y modifican de allí en adelante las condiciones en las que toman sus decisiones, el modelo incorpora el procedimiento de "partición del episodio" (episode splitting) que permite incluir predictores que cambian con el tiempo. También se usará un análisis de regresión logística a la hora de analizar los tipos de hogar que forman los jóvenes luego de emanciparse de su hogar de origen.

 

Primeros resultados. El calendario de salida y el tipo de hogar formado

Cambios en el calendario de la salida del hogar

En primer lugar, es necesario ver qué sucede con el calendario de la salida del hogar entre las dos cohortes observadas. Como se mencionó en el apartado de preguntas e hipótesis, se cuenta con dos hipótesis competitivas. El análisis de datos confirma la estabilidad del calendario de emancipación (Gráfica 1), ya que aunque el gráfico sugiera un leve adelantamiento, las diferencias no son estadísticamente significativas.

Se sabe que 50 por ciento de los jóvenes había abandonado el hogar de origen entre los 25 y los 26 años (Tabla 1) sin diferencias significativas entre las cohortes de 1990 y 2008.6 Es interesante notar que más de una cuarta parte de los jóvenes seguían viviendo con sus padres hacia los 29 años, el final del rango de edades incluido en la muestra.

La hipótesis H1, de retraso general de la salida del hogar, no se verifica entonces para el caso uruguayo. Los próximos resultados analizarán los procesos que se esconden detrás de esta estabilidad promedial.

Una de las diferencias más marcadas en el calendario de la salida del hogar (y de la TA en general) se encuentra entre aquellos que migran desde el interior del país a la capital, mayoritariamente para proseguir su educación y los que no se han desplazado en el momento de la encuesta. Los que migran hacia Montevideo experimentan una salida mucho más temprana que los no migrantes, dado que la mayor parte de esta migración tiene como motivo la continuación de los estudios luego de finalizada la educación secundaria (Gráfica 2). De hecho, la necesidad de migrar altera toda la trayectoria hacia la adultez de los jóvenes del interior con nivel educativo terciario.

El peso de estos flujos migratorios en los promedios se ha intensificado entre ambas encuestas, ya que la cantidad de jóvenes que se desplazan a la capital para realizar estudios universitarios ha crecido. Dado que este grupo de jóvenes tiene un comportamiento altamente específico, se hace notar su presencia pero se les excluye de los análisis que siguen, para poder reflejar de forma aislada la experiencia de la mayor parte de los jóvenes uruguayos, que no experimentaron migración interna.

Otra diferencia relevante es la que se observa entre hombres y mujeres. Para los primeros, la edad de salida del hogar se adelanta, mientras que en el caso de las mujeres no hay cambios estadísticamente significativos (Gráfica 3). El resultado es sorprendente, ya que las mujeres han protagonizado transformaciones notables en la formación de hogares durante el período analizado y por tanto podría esperarse que también lo hubiesen hecho en el calendario de emancipación, aunque es probable que nuevamente la estabilidad promedial esconda movimientos opuestos.

La Tabla 2 expresa los resultados por sexo en términos de edades. El adelanto observado en el caso de los hombres se refleja en cambio en la edad a la que 25 por ciento de los jóvenes había abandonado el hogar de origen, aunque es menor a un año. El calendario en el caso de las mujeres sigue siendo significativamente más temprano que el de los hombres.

Otro matiz relevante se puede observar en los resultados de acuerdo con el nivel educativo de los jóvenes entrevistados. Tanto los hombres como las mujeres con bajo nivel educativo han tendido a adelantar significativamente la salida del hogar (Gráfica 4).

En la Tabla 3 se observan cambios de mayor magnitud. En el caso de los hombres la edad a la que 25 por ciento de la muestra abandonó el hogar se redujo algo más de dos años, mientras que el adelanto en las mujeres es más leve y sólo se observa en la edad a la que 50 por ciento abandona el hogar.

En el otro extremo, los jóvenes con alto nivel educativo presentan una tendencia, aunque leve, al retraso en la salida del hogar. Se observa en el tramo de edades más avanzado y se da de forma más pronunciada en el caso de las mujeres (Gráfica 5). La tendencia en esta subpoblación es coincidente con el caso de los países desarrollados, donde el retraso en la salida del hogar es el fenómeno más saliente. La hipótesis H2, por tanto, resiste la prueba de la evidencia.

Además, las diferencias encontradas utilizando la educación de los jóvenes están en línea con las encontradas utilizando otros indicadores de estratificación vertical como la educación de la madre, los cuartiles de ingreso o la condición de pobreza (análisis omitidos). En todos se observa un adelanto en la edad de salida para los jóvenes en situaciones más desventajosas y un retraso, aunque más leve, en los jóvenes pertenecientes a hogares de mayores recursos.

Otra característica que aparece asociada a un cambio en el calendario es el tamaño de la localidad, observándose un adelanto en la capital en relación a lo que sucede en las ciudades menos pobladas (análisis omitido). Es decir, los cambios observados en el calendario de la salida del hogar de origen presentan signos diferentes de acuerdo con el estrato social, el sexo y la localidad de residencia: los jóvenes de los estratos bajos, particularmente los hombres, han experimentado un adelanto en el calendario, mientras que en los estratos altos, urbanos y de mayor nivel educativo se observa un retraso leve, particularmente entre las mujeres. Estos resultados se mantienen utilizando distintos indicadores; la interacción entre los factores explicativos relevantes quedará más clara con el análisis multivariado presentado más adelante y se retomará en las conclusiones.

 

El hogar de destino: cambios en el tipo de hogar conformado

La contracara de la emancipación es la formación de un hogar nuevo, que puede adoptar múltiples formas. En el caso uruguayo, el cambio más relevante es la disminución sustancial de los hogares familiares y el incremento consecuente de los hogares y compartidos con amigos (Tabla 4). La hipótesis H4, entonces, puede mantenerse.

Si bien la mayoría de los jóvenes sigue optando por formar un hogar desde un arreglo de pareja, se observa un crecimiento persistente de los arreglos de convivencia no familiares. Su incidencia es mayor entre los hombres, pero el ritmo de cambio parece ser más acelerado entre las mujeres, que presentan una disminución de 15 puntos porcentuales en aquellas que optan por formar hogares de pareja. Visto de otro modo, si en 1990 una de cada 35 mujeres jóvenes se emancipaba para construir un nuevo hogar donde vivir sola, en 2008 esa opción es la de una de cada diez mujeres. La tendencia coincide con cambios más generales experimentados por las familias en Uruguay en los últimos treinta años, asociables a las englobadas (no sin discusión sobre la adecuación del concepto a la realidad local) bajo el término de Segunda Transición Demográfica (Cabella, 2007; Paredes, 2003). Es más marcada entre los jóvenes que han estado más años expuestos a la educación formal aunque en todos los sectores los arreglos no familiares han crecido a costa de los arreglos de pareja7 (Gráfica 6).

El propio adelanto en el calendario de los jóvenes de estratos más bajos puede explicarse a partir de este cambio en los tipos de hogar de destino. Los estratos altos lideran la tendencia a la formación de hogares no familiares, pero el cambio se va extendiendo a toda la población. Entre otros motivos, esta mayor proporción de hogares no familiares pudo haber colaborado a adelantar el calendario de salida en los estratos más bajos.8

 

¿Convergencia o polarización?

Finalmente, ¿se ha avanzado hacia la convergencia en el calendario de la salida del hogar o, por el contrario, han crecido las diferencias al interior de la población?

La tendencia a la polarización es relativamente clara ante indicadores de estratificación. Si bien en 1990 se observan diferencias de calendario de acuerdo con la estratificación social vertical (una salida más temprana para los sectores bajos), en 2008 las diferencias crecen. Esto se observa de forma diferenciada según sexo. En la primera cohorte, si se usa el nivel educativo como proxy de lugar en la estratificación, las diferencias son más leves en el caso de los hombres (Gráfica 7) y algo más marcadas en el caso de las mujeres (Gráfica 8); hacia 2008 la brecha se amplía para ambos sexos (Gráfica 9 y Gráfica 10), especialmente para los hombres y se observa una polarización entre los jóvenes de menor nivel educativo y el resto. Esta tendencia es robusta al uso de otras variables de estratificación utilizadas, como cuartiles de ingreso o nivel educativo de la madre (análisis omitidos).

A diferencia de lo que ocurre con las distintas medidas de estratificación, la edad a la salida del hogar muestra una moderada tendencia hacia la convergencia entre varones y mujeres (análisis omitido), con el trasfondo de la salida más temprana de las mujeres como un patrón que se mantiene (principalmente porque la mayoría de las parejas son heterógamas en cuanto a edad, con la mujer más joven). La convergencia en la edad a la salida del hogar es esperable en el marco de la convergencia general del curso de vida de varones y mujeres; sin embargo, en este caso es decididamente leve, dado el contexto de transformaciones recientes.

No sólo la dinámica de formación y disolución de uniones se modificó radicalmente en las últimas tres décadas en Uruguay (Cabella, 2007), sino que se profundizó la participación de la mujer en el mercado laboral y su permanencia en el sistema educativo, al calor de importantes transformaciones en las relaciones de género.

Así, puede que lo sorprendente no sea el cambio, sino que el calendario siga siendo tan diferenciado para varones y mujeres.

En síntesis, la descripción de estas tendencias muestra que los jóvenes uruguayos han cambiado su calendario de emancipación. El adelanto para los jóvenes de menor nivel educativo, el retraso moderado entre los más educados, así como la mayor proporción de hogares unipersonales y compartidos son los cambios más importantes. La formación de arreglos no familiares es un fenómeno en claro crecimiento, aunque aún sea marginal: hasta el momento la adopción de este tipo de arreglos en detrimento de los hogares de pareja está encabezada por los jóvenes de nivel educativo alto, pero se observan incrementos en todos los sectores.

 

Análisis multivariado. Factores asociados a la salida del hogar y al tipo de hogar formado

Para culminar con el análisis, se construyeron modelos que permiten conocer el efecto específico de aquellas variables de interés con las que se trabajó (sexo, región, estratificación social) y otras, controlando el efecto del resto de las variables predictoras. En primer lugar, su efecto en la edad a la salida del hogar y en la probabilidad de constituir uno u otro tipo de hogar tras la salida.

 

Factores asociados a la salida del hogar

A continuación se presentan los resultados del modelo de riesgos proporcionales descrito anteriormente. Las distintas especificaciones del modelo (Tabla 5) permitirán poner a prueba la robustez de los resultados y comprobar cómo interactúan los efectos de las distintas variables de interés. En términos sustantivos, servirán para confirmar algunas de las tendencias observadas descriptivamente y eventualmente para incorporar nueva evidencia.9

Los coeficientes se presentan de forma gráfica (Gráfica 11). En los casos en que el intervalo de confianza no incluya el cero, el coeficiente será estadísticamente significativo. Cuando se encuentre en el cuadrante derecho (mayor a cero) indicará un riesgo mayor de salir del hogar; cuando se encuentre a la izquierda (menor a cero), un riesgo menor. Otras especificaciones del modelo otorgaron resultados similares en cuanto a la asociación que se presentará entre los factores explicativos y la edad de salida del hogar (análisis omitidos).10

La mayor probabilidad de las mujeres de salir del hogar confirma lo observado en secciones anteriores. Ahora se observa que este efecto se mantiene una vez controlado el efecto de región y estratificación social (Modelo 1) e incluso incorporando otros eventos de la TA y de tipo de hogar formado (Modelo 2), aunque en ese caso el coeficiente esté más cercano a cero, dado que estos factores están correlacionados con el sexo. Del mismo modo, la disminución del coeficiente asociado a sexo entre 1990 y 2008, señalando la leve tendencia a la convergencia de los cursos de vida de hombres y mujeres en relación al calendario de salida del hogar refuerza lo dicho acerca de la hipótesis H3.

La influencia de la región en la edad de salida es menos fuerte. Se aprecia una salida más temprana para los jóvenes no capitalinos. En cuanto al lugar en la estratificación social vertical, es interesante notar que en el Modelo 1 los estratos más altos se asocian a una salida más tardía en 2008, cuando en 1990 no había diferencias (en relación a la categoría de referencia: el estrato más bajo), confirmando la tendencia a la polarización que se sugería en el análisis descriptivo. En el Modelo 2 este efecto desaparece, subsumido en el efecto de las variables que representan eventos de la TA y tipo de hogar formado, en ambos casos correlacionados con el lugar en la estratificación. En los estratos más altos se forman menos hogares familiares y se procesan los otros eventos de la TA de forma más tardía.

En cuanto al vínculo con los otros eventos de la TA, la interconexión que se suele postular en la literatura se observa en los datos. Tanto el inicio de la vida reproductiva como la salida de la educación y la entrada al primer empleo se asocian con un mayor riesgo de salir del hogar. Es significativo, por otra parte, que en los tres casos la fuerza de este efecto sea menor en la cohorte más reciente. Si bien es necesario complementar estos datos con mayor evidencia, el modelo aporta al debate entre la conexión o distancia de los eventos de la TA, que ha intentado conceptualizarse, con términos como coupling/decoupling o interconnectedness/disconnectedness (Buchmann y Kriesi, 2011). En este caso, si bien la interconexión es evidente, disminuye hacia 2008, lo cual podría contarse como evidencia en favor de una mayor desconexión (al menos entre la salida del hogar de origen y los tres eventos escogidos en el Modelo 2).

Finalmente, el tipo de hogar conformado luego de la emancipación también se asocia al calendario de salida, como los datos descriptivos ya habían sugerido. Aquellos que forman un hogar con una pareja retrasan su salida respecto a quienes forman un hogar con otros arreglos de convivencia, lo que aporta una evidencia clave para entender los adelantos en el calendario. Precisamente, se profundiza en este aspecto observando los factores asociados al tipo de hogar de destino.

 

Factores asociados a la construcción de un hogar familiar

Ya se ha visto cómo ha aumentado la salida a hogares no familiares (unipersonales o compartidos). Ahora, a través de una regresión logística binaria, es posible saber cuán asociadas están ciertas variables a esa decisión y así lograr un acercamiento al perfil de quienes protagonizan este cambio. Los coeficientes se presentan como odds ratio: un valor mayor a uno indica una mayor probabilidad de formar un hogar familiar y un valor menor a uno una probabilidad menor (y consecuentemente, una mayor probabilidad de constituir un hogar no familiar).

Controlando por el resto de variables, quienes forman un núcleo familiar en su salida del hogar son con mayor probabilidad las mujeres en ambas cohortes, aunque con indicios de convergencia. Para esta especificación (que incorpora las variables sociodemográficas básicas y la edad a la salida del hogar, que en los modelos de Cox era la variable dependiente) la formación de este tipo de hogar era más de cuatro veces más probable para una mujer que para un hombre en la encuesta más antigua y tal odds ratio cae casi a la mitad en la más reciente (Gráfica 12).

El modelo confirma lo que se observaba en el modelo de Cox: quienes salen del hogar para formar pareja tienden hacerlo a edades más avanzadas. Finalmente, las conclusiones más interesantes son las vinculadas a las variables de estratificación. Los jóvenes que provienen de estratos más altos comienzan a diferenciarse de los más bajos en la cohorte más reciente: los más altos aumentaron su riesgo de formar un hogar no familiar. Idéntica tendencia se observa centrándose en los años de educación.

Por tanto, el modelo complementa la evidencia descriptiva, caracterizando parte del cambio familiar uruguayo. La formación de hogares no familiares es una tendencia a la que no está ajeno ningún sector, pero que resulta más probable para los jóvenes del estrato socioeconómico más alto, quienes acumulan más años de escolarización formal antes de la emancipación.

 

Conclusiones y discusión

La salida del hogar de origen no ha sido un fenómeno estudiado en profundidad en el caso uruguayo, aunque existe una creciente acumulación sobre el tema en sociedades desarrolladas. El desafío consiste en avanzar hacia interpretaciones que capten la especificidad de cada sociedad. Aquí se presenta parte de la evidencia que permite conocer las características y calendario de este evento de la TA en Uruguay y que se complementará en futuras investigaciones, superando las limitaciones de los datos.11

En el caso uruguayo, en contraposición a lo que se ha observado en algunas sociedades desarrolladas, el calendario no muestra la tendencia promedial al retraso que se hipotetizó al inicio del trabajo. Sin embargo, sí existen cambios en subpoblaciones específicas. Los jóvenes de los estratos más altos y aquellos que acumulan más años de educación, retrasan levemente su salida del hogar, mientras que los varones de menor nivel educativo tienden a adelantarla. La segunda hipótesis se confirma parcialmente, aunque se agrega como evidencia el adelanto en el calendario de los jóvenes de nivel educativo bajo.

Por otro lado, la tercera y cuarta hipótesis se mantienen; las diferencias entre sexos disminuyeron (aunque levemente) en cuanto al calendario y aparecen tendencias claras en cuanto a la mayor proporción de hogares compartidos y unipersonales formados luego de la salida, si bien los arreglos familiares siguen siendo prevalentes. Este cambio involucra a toda la juventud aunque está siendo liderado por el mismo perfil de jóvenes que retrasa su salida, lo que está en consonancia con las tendencias observadas en otras regiones.

La transformación en el tipo mayoritario de hogares de destino puede aportar además algunas claves para entender los cambios registrados en el calendario. La salida del hogar para vivir con la pareja es más tardía que la que concluye en un hogar no familiar. Por tanto, aunque los hogares no familiares son aún minoritarios, su expansión puede explicar la ausencia de retraso importante en el calendario. Es posible que la disociación creciente entre la salida del hogar y la formación de pareja habilite una salida menos "costosa" (en términos de la inversión en expectativas y compromisos) y así más prematura, seguramente asociada a una mayor proporción de retornos al hogar materno, aunque esto resulta imposible de observar con los datos disponibles.

Además, el adelantamiento observado en los estratos bajos puede tener una explicación adicional, asociada a los propios hogares familiares. En el Uruguay, las uniones libres han crecido notablemente en las últimas tres décadas, pasando a ser la opción mayoritaria sobre los matrimonios (Cabella, 2007). La evidencia acumulada sobre las uniones libres permite saber que este tipo de uniones, a pesar de su equivalencia con el matrimonio en variedad de dimensiones, se asocia a decisiones menos programadas de nuevos arreglos domésticos. Es decir, que la salida del hogar de origen para constituir una pareja en unión libre suele darse más prematuramente que aquella que se daba para constituir un matrimonio, asumiendo la incertidumbre y posible precipitación del proceso como parte natural del cambio.

Otra parte de la evidencia recogida sugiere que la relación general entre el calendario de salida del hogar y el calendario de otros eventos de la TA (comenzar la vida reproductiva, salir de la educación y entrar al primer empleo) se ha debilitado en la cohorte más reciente. Un mayor número de investigaciones podrá confirmar que los jóvenes uruguayos están desconectando progresivamente los eventos. Por ahora, puede esperarse que aquellas subpoblaciones que protagonizan en mayor medida los cambios observados en tipo de hogar y calendario de salida también estén involucradas en tal desconexión en mayor medida que el resto de los jóvenes.

En definitiva, resta más investigación para saber si la TA en Uruguay se asemeja a la de aquellos países en los que se retrasa la entrada al mercado laboral y la formación de pareja pero no la salida del hogar, desligando este evento del resto. Por ahora, la evidencia sugiere que el calendario de salida del hogar no sigue la misma evolución que el resto de los eventos, donde se suele registrar una tendencia al retraso. Esto implicaría una cercanía con ese modelo, que suele incluir apoyos estatales y diversificación de tipos de hogar de destino, aun cuando Uruguay tiende a compartir características con los países asociados al otro modelo mencionado en la introducción (España e Italia), como la importancia de los arreglos familiares de convivencia y las escasas ayudas estatales para la emancipación. Podría avanzarse, así, hacia la descripción de un tercer modelo en el que la ta presenta características específicas, no asimilables a ninguno de los dos modelos más usualmente mencionados en la literatura.

En cualquier caso, la principal conclusión coincide con lo planteado por Danziger y Rouse (2007) para el caso de Estados Unidos: el cambio más importante no está dado por el calendario, sino por la mayor cantidad de hogares no familiares que forman los jóvenes luego de la emancipación.

 

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Notas

1 Sin embargo, el crecimiento de la llegada de jóvenes de las ciudades más pequeñas hacia la capital para realizar estudios terciarios podría revertir o al menos amortiguar la tendencia al retraso en la salida, ya que muchos de estos jóvenes abandonan su hogar de origen más temprano (alrededor de los 18 años) de lo que lo harían en ausencia de la necesidad de migrar a la capital para estudiar. De hecho, en los últimos veinte años ha aumentado la población que accede a estudios terciarios, especialmente en el estudiantado de la Universidad de la República. En 1990 no había más de 70 mil estudiantes terciarios, mientras que en 2008, los estudiantes universitarios eran 97 199 y la cantidad total de estudiantes terciarios se aproximaba a los 125 mil (MEC 1991; 2009). En las secciones IV y V se decidirá si incluir o no a este grupo de jóvenes en el análisis de datos, dado su comportamiento diferencial.

2 Se decidió restringir la población a los mayores de 20, dado que se utilizó el nivel educativo del entrevistado para analizar diferencias en el calendario y los destinos luego de la salida del hogar. Así, al considerar sólo a los veinteañeros se obtiene una imagen más definitiva del nivel alcanzado, aunque muchos continúen estudiando, ya que el nivel "alto" se alcanza acumulando 11 o más años de estudio en 1990 y 12 y más en 2008 (la diferencias se debe al uso de indicadores relativos y no absolutos).

3 Sin desconocer las importantes diferencias que puedan existir entre estas generaciones, en este artículo, por motivos de claridad, tamaño de muestra y dado el interés en la comparación en el tiempo, se hará referencia a las cohortes 1990 y 2008 para hacer alusión al conjunto de cohortes abarcadas en las encuestas de 1990 y 2008.

4 En ese contexto, la definición de un indicador absoluto de años de estudio o nivel daría como resultado grupos que no son estrictamente comparables para los fines (como un indicador de estratificación vertical). En pocas palabras, haber acumulado ocho años de educación, no implica el mismo atributo en 1990 que en 2008, dado que sitúa al joven en una posición distinta respecto a la cantidad de años de escolarización acumulados por el resto de sus pares.

5 Dado que la fecha de salida no incluía originalmente información sobre el mes, esta información se imputó aleatoriamente asumiendo que los eventos se distribuyen uniformemente dentro del intervalo. Los resultados obtenidos fueron comparados con los obtenidos asignando el mes de junio a todos los casos sin observarse diferencias relevantes.

6 Cuando se pone a prueba la significatividad estadística de la diferencia entre dos categorías, como en este caso, se usan los test de Log-Rank y Wilcoxon. Más adelante, cuando se trate de más de dos categorías, se hará a través del test de Cox.

7 La misma imagen se obtiene cuando se analizan los resultados de acuerdo con los quintiles de ingreso. Los jóvenes en hogares de mayores recursos son los que han adoptado en mayor medida los arreglos residenciales no tradicionales; la formación de hogares unipersonales o compartidos es además un fenómeno más frecuente en la capital en comparación con las ciudades pequeñas (análisis omitidos).

8 Los análisis (omitidos) muestran que efectivamente el calendario de salida es más temprano para los arreglos de tipo compartido o los hogares unipersonales, en todos los estratos y en ambas encuestas. Esto puede explicarse por lo más "costoso" que resulta pasar por una transición tan importante como la emancipación junto a otro evento de transición (la formación de pareja) que se suele asociar a un proyecto de largo plazo (en las conclusiones se retoma esta idea).

9 Al igual que en el análisis descriptivo, fueron excluidos los jóvenes que migran hacia Montevideo para comenzar sus estudios terciarios a los 18 años, dada la especificidad de su comportamiento.

10 Además de especificaciones alternativas de este modelo, se analizaron los datos con modelos de tiempo discreto, obteniéndose resultados similares. Luego de considerar varias opciones, se escogió el modelo de riesgos proporcionales de Cox, con lo que los datos temporales se trataron como continuos: a pesar de que el evento se registró anualmente, de forma discreta (en años cumplidos al momento de la salida del hogar) puede suponerse que no existe estacionalidad a nivel de meses en la salida del hogar y que por tanto es razonable asumir que el evento sucedió en un punto aleatorio del año. Los chequeos de proporcionalidad (análisis omitidos) incluyeron los tests correspondientes, a los que se agregó el estudio visual a partir de los residuos Schonfeld y Schonfeld escalados. Si bien algunas de las variables se alejan ligeramente de las condiciones en las que cumplirían estrictamente el supuesto de proporcionalidad, se optó por no modificar la estructura de determinación construida para estos modelos (variables sociodemográficas en el Modelo 1, a las que se suman tipo de hogar y otros eventos de la TA en el Modelo 2).

11 Algunas de ellas: no se cuenta con información sobre hogares colectivos ni retornantes al país. Además, el relevamiento de los datos (en 1990 y 2008) no permite hacer inferencias con la misma validez y calidad que se tendría si fuera posible acceder a un relevamiento longitudinal. Además, no se cuenta con información acerca de aquellos que procesan su salida del hogar después de los 29 años ni de quienes lo hacen a través de la emigración internacional (en contextos de crisis como los vividos por Uruguay en los primeros años del siglo XXI, esta estrategia no ha sido cuantitativamente despreciable).

 

Información sobre los autores

Daniel Ciganda. Candidato a Doctor en Sociodemografía por la Universidad Pompeu Fabra, Escuela Doctoral Europea de Demografía (2012-2013); Magister en Sociología (University of Western Ontario, 2009). Publicaciones recientes: Ciganda, D., A. Gagnon y E. Tenkorang, (2012), "Child and young adult households in the context of the aids epidemic in Zimbabwe, 1988-2006", en AIDS Care, vol. 24, Issue 10; Ciganda, D. y A. Gagnon, (2010), "You can't go home again home leaving in Uruguay in the context of delayed transitions to adulthood", en Journal of the Latin-American Population Association (ALAP), núm. 6, january-june 2010; Ciganda, D., (2008) Jóvenes en transición hacia la vida adulta: el orden de los factores ¿no altera el resultado?, en C. Varela Petito (ed.), Demografía de una sociedad en transición: la población uruguaya a inicios del siglo XXI, TRILCE-UNFPA, 2008. Principales intereses de investigación: sociodemografía (fecundidad, familia, transición a la adultez). Dirección electrónica: dciganda@gmail.com

Ignacio Pardo. Doctor en Sociología por la Universidad Complutense de Madrid, 2011. Docente e investigador en el Programa de Población, Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de la República (UDELAR) Uruguay. Publicaciones recientes: Detrás de los tres millones. La población uruguaya luego del censo 2011 (editor, junto a Daniel Erosa y Juan José Calvo), Montevideo: Programa de Población-Brecha, 2013; "Maternidad sin matrimonio en América Latina: un análisis comparativo a partir de datos censales" (en coautoría con Teresa Castro, Clara Cortina y Teresa Martín) en Notas de Población núm. 93, dic 2011, CELADE/CEPAL; "Innovaciones en diseños de investigación y criterios "bilingües" de validez", en Revista de Estudios Sociológicos, vol. 29, núm. 87, set-dic 2011, Colegio de México; "Homogamia en Montevideo: evidencia e implicancias en nupcialidad y familia en la América Latina actual", en coautoría con Andrés Peri, en Melo, J & G. Binstock (coord.), Nupcialidad y familia en la América Latina actual, ALAP, Serie Investigaciones núm. 11, 2011. Principales intereses de investigación: sociodemografía (fecundidad, transición a la adultez, políticas de población), evaluación de programas sociales, metodología y epistemología de la investigación en ciencias sociales (métodos combinados). Dirección electrónica: ignacio.pardo@cienciassociales.edu.uy