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Estudios demográficos y urbanos

versión On-line ISSN 2448-6515versión impresa ISSN 0186-7210

Estud. demogr. urbanos vol.33 no.3 México sep./dic. 2018

http://dx.doi.org/10.24201/edu.v33i3.1787 

Artículos

El deseo individual de (más) hijos y su concordancia en el interior de los núcleos conyugales en México

The individual desire to have (more) children and the degree of agreement within conjugal nuclei in Mexico

Ricardo Regules García* 

Ana Ruth Escoto Castillo** 

* Becario postdoctoral del Programa de Becas Posdoctorales de Universidad Nacional Autónoma de México. Programa Universitario de Estudios del Desarrollo. Dirección postal: Edificio Unidad de Posgrado, Costado Sur de la Torre II de Humanidades, Planta Baja, Circuito Escolar, Ciudad Universitaria, 04510, Ciudad de México, México. Correo electrónico: rregulesg@ gmail.com

** Profesora asociada de la Universidad Nacional Autónoma de México, Facultad de Ciencias Políticas y Sociales, Centro de Estudios Teóricos y Multidisciplinarios en Ciencias Sociales. Dirección postal: Edificio “E”, Facultad de Ciencias Políticas y Sociales, Circuito Mario de la Cueva S/N, 04510, Ciudad Universitaria, Ciudad de México, México. Correo electrónico: ana.escoto@politicas.unam.mx

Resumen

En esta investigación analizamos si el deseo de (más) hijos de uno de los miembros del núcleo conyugal predice el deseo del otro; investigamos las variables sociodemográficas y contextuales que interfieren con la concordancia en el interior de los núcleos conyugales; y analizamos si el sexo de los hijos nacidos vivos (HNV) está vinculado al deseo individual de (más) hijos, y a la concordancia o discrepancia entre los deseos de los miembros del núcleo conyugal. El análisis de los datos obtenidos de la Encuesta Nacional sobre Niveles de Vida de los Hogares (ENNViH) mostró una asociación significativa entre la composición por sexo de los HNV, el deseo de los cónyuges de tener hijos adicionales, y el acuerdo en pareja respecto a los planes futuros de reproducción.

Palabras clave: deseo de (más) hijos; concordancia en deseos reproductivos; preferencias reproductivas; núcleos conyugales

Abstract

In this paper, we analyze whether the desire to have (more) children of one member of the conjugal nucleus predicts the desire of the other member. We investigate the sociodemographic and contextual variables that interfere with agreement within the conjugal nuclei and we analyze whether the sex of live born children (LBC) is linked to the individual desire to have (more) children, and to the concordance or discrepancy between the wishes of members of the conjugal nucleus. The analysis of the data obtained from the National Survey on Household Living Standards (ENNViH) showed a significant association between the composition by sex of LBC, the desire of the spouses to have more children, and agreement within the couple regarding future reproduction plans.

Keywords: desire for (more) children; concordance in reproductive desires; reproductive preferences; conjugal nuclei

Introducción

En el campo de acción de la demografía y los estudios de población la noción de preferencias de fecundidad se ha referido a tres dimensiones: 1) el tamaño deseado de la descendencia; 2) el tiempo ideal de espera; y 3) el deseo de (más) hijos.1 Cada uno de estos indicadores se construye a partir de información que proviene de encuestas o cuestionarios sobre salud sexual y reproductiva.

Los indicadores de las preferencias de fecundidad se han vinculado al uso de métodos de anticoncepción y a las tendencias y los patrones de la fecundidad (Nair y Chow, 1980; Monnier, 1989; De Silva, 1991; Bongaarts, 1992; Campbell y Campbell, 1997; Bankole y Singh, 1998; Bankole y Westoff, 1998; Roy et al., 2008; Gipson y Hindin, 2009; Morgan y Rackin, 2010; Jennings y Pierotti, 2016). En esta literatura se mantienen dos supuestos: primero, que el tamaño deseado de la descendencia, el tiempo ideal de espera y el deseo de (más) hijos contribuyen al descenso o aumento de la fecundidad; y segundo, que las variables demográficas y socioeconómicas asociadas a la fecundidad actúan sobre las preferencias de fecundidad y éstas, a su vez, afectan sus niveles y tendencias (Regules, 2014).

En México, la Encuesta Mexicana de Fecundidad (EMF-1976), la Encuesta Nacional de Fecundidad y Salud (Enfes-1987), la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica (Enadid) y la Encuesta de Salud Reproductiva (Ensar-2003) recaban información sobre preferencias de fecundidad, pero únicamente de las mujeres en edades reproductivas (15 a 49 años). Por el contrario, la Encuesta Nacional sobre los Niveles de Vida de los Hogares (ENNViH) recolecta información sobre las preferencias de fecundidad tanto de las mujeres (14 a 49 años) como de los varones.2 No obstante, la información de esta encuesta únicamente permite la construcción de dos indicadores, el deseo de (más) hijos y el tamaño deseado de la descendencia. Además, a los varones sólo se les pregunta sobre el deseo de (más) hijos y no sobre el tamaño deseado de la descendencia, mientras que a los varones reentrevistados en rondas subsecuentes no se les vuelve a preguntar sobre su deseo de (más) hijos; en cambio, a las mujeres reentrevistadas sí se les pregunta otra vez.3 Esto nos obligó a centrarnos en analizar únicamente el deseo de (más) hijos de las mujeres y el de sus cónyuges en el año 2002.

Por lo general, en las encuestas o cuestionarios de fecundidad y salud reproductiva, la información sobre el deseo de (más) hijos se obtiene a partir la pregunta: “¿Cuántos hijos (más) le gustaría tener?” Al igual que el tamaño deseado de la descendencia, esta preferencia se asocia a la fecundidad subsecuente y acumulada (Bongaarts, 1992; Roy et al., 2008), pero también es insumo, junto con el tiempo ideal de espera, para la construcción de indicadores de la necesidad insatisfecha de anticonceptivos (NIA).4

Tanto en México como en la región latinoamericana son escasos los trabajos que analizan la correlación entre las preferencias reproductivas y otras variables de carácter demográfico y socioeconómico (Menkes y Mojarro, 2003; Paz-Gómez, 2010). En cambio, son más las investigaciones y documentos técnicos en los que sólo se presentan análisis descriptivos de los patrones y las tendencias de las preferencias de fecundidad (INEGI, 2006; Mendoza, Hernández y Valencia, 2011; Villagómez, Mendoza y Valencia, 2011; Meneses Mendoza et al., 2016).

En cuanto al deseo de (más) hijos, además de estar asociado a factores demográficos, socioeconómicos, contextuales e incluso al proceso migratorio (Regules, 2014), la evidencia empírica indica que el deseo de (más) hijos de uno de los miembros del núcleo conyugal también contribuye a predecir el deseo de (más) hijos del otro miembro (Iacovou y Tavares, 2011; Regules, 2014). A su vez, la investigación conducida en países del sur, sureste de Asia y México ha mostrado que la preferencia de los padres respecto al sexo de sus hijos, así como la composición por sexo de los hijos nacidos vivos (HNV), guardan relación con el deseo de tener hijos adicionales (Prachuabmoh et al., 1974; Khan y Sirageldin, 1977; Malhi et al., 1999; Jayaraman et al., 2009; Regules, 2014).

Con base en lo anterior y a partir de información de la ENNViH, en esta investigación buscamos profundizar en el conocimiento de las preferencias de fecundidad a través de tres objetivos: el primero es analizar si el deseo de (más) hijos de uno de los miembros del núcleo conyugal es un factor que predice el deseo de (más) hijos del otro miembro; segundo, investigar las variables demográficas, socioeconómicas y contextuales que interfieren con el deseo de (más) hijos, pero también con la concordancia o discrepancia entre los deseos de los miembros del núcleo conyugal; y tercero, analizar si el sexo de los HNV es un factor vinculado al deseo individual de (más) hijos, así como a la concordancia o discrepancia entre los deseos de quienes conforman el núcleo conyugal. Consideramos que, al estudiar estas relaciones, es posible obtener una mejor comprensión del proceso de toma de decisiones reproductivas, la influencia que las mujeres y sus cónyuges ejercen el uno sobre el otro en dicho proceso, y el papel que juega la preferencia de los padres respecto al sexo de sus hijos en el comportamiento reproductivo.

Antecedentes

La literatura sobre los factores demográficos y socioeconómicos asociados al tamaño deseado de la descendencia, el tiempo ideal de espera y el deseo de (más) hijos es extensa. Sin embargo, en esta sección se da prioridad a la revisión de los trabajos que analizan los factores que inciden únicamente en el deseo de (más) hijos, y en la correspondencia y la discrepancia entre las preferencias de fecundidad de las mujeres y de los varones que conforman el núcleo conyugal, entre ellos la preferencia por el sexo de los HNV.

Bühler y Frątczak (2004) analizaron los efectos de las redes de apoyo social en las intenciones de tener un segundo hijo. En cuanto a los resultados, hay que señalar el efecto positivo y significativo de la edad de la mujer en la intención de tener un segundo hijo. Además, los individuos que contaban con más redes de apoyo y los que declararon ser muy religiosos tenían mayores probabilidades de desear un segundo hijo. Aunque el nivel de escolaridad de las mujeres no resultó estadísticamente significativo, su asociación negativa con la variable dependiente se interpretó en términos de la dificultad que representa para las mujeres conciliar la maternidad y el trabajo.

Philipov, Spéder y Billari (2005) analizaron si el bienestar psicológico, el capital social y los cambios ideacionales con respecto a la reproducción eran factores asociados a las intenciones de tener (más) hijos. Los resultados de los modelos mostraron que las mujeres que declararon más importante el trabajo que tener hijos presentaban menores probabilidades de desear (más) hijos. También revelaron un efecto positivo y significativo del intercambio de ayuda en la intención de tener (más) hijos. Otro hallazgo fue la asociación positiva y significativa entre el bienestar psicológico y la intención de tener (más) hijos. Por último, la edad y el ingreso también registraron un efecto positivo y significativo en la intención de tener (más) hijos.

Park et al. (2007) consideraron los efectos del entorno social en la intención de tener hijos adicionales. Sobre los resultados, las mujeres de mayor edad y con más hijos nacidos vivos tenían menores probabilidades de desear hijos adicionales. En cuanto a los efectos del entorno, las mujeres que participaban en actividades recreativas o estaban afiliadas a una organización social tenían menos probabilidades de desear hijos adicionales. Park et al. (2007) resaltaron la importancia tanto del aprendizaje y la influencia social como de la difusión de normas, valores y actitudes que favorecían descendencias de menor tamaño.

Otro aspecto a considerar es la preferencia por el sexo de los hijos, es decir, la inclinación por hijos varones, por hijas mujeres, o bien, por una combinación de un hijo de cada sexo.5 Esta variable ha sido asociada con la fecundidad acumulada (Méndez y Campos, 2013), pero sobre todo con las probabilidades de agrandamiento de la familia (Pong, 1994; Yamaguchi y Ferguson, 1995; Brockmann, 2001; Pollard y Morgan, 2002; Gray y Evans, 2005; Andersson, Hank y Vikat, 2007; Kippen, Evans y Gray, 2007; Gipson y Hindin, 2009). En consecuencia, parece lógico suponer que la influencia de la preferencia por el sexo de los hijos en la fecundidad se ejerce a través del deseo de más hijos. No obstante, pocos trabajos analizan esta relación.

Malhi et al. (1999) investigaron si la preferencia por el sexo de los hijos interfería con las intenciones de tener hijos adicionales. Independientemente del orden de paridad, la proporción de mujeres que no deseaba hijos adicionales se incrementaba con el número de hijos varones vivos. En cambio, todas las mujeres con paridez dos que tenían sólo hijas expresaron sus intenciones de tener más hijos. Jayaraman, Mishra y Arnold (2009) también investigaron el efecto de la preferencia por el sexo de los hijos en el deseo de hijos adicionales. A diferencia de Malhi et al. (1999), quienes sólo presentaron análisis descriptivos, los autores recurrieron a métodos de regresión multivariados. En cuanto a los resultados, destaca la asociación negativa y significativa entre el número de hijos varones y el deseo de hijos adicionales.

En una investigación previa, Regules (2014) analizó si la preferencia por el sexo de los hijos interfería con las intenciones de tener hijos adicionales de un grupo de mujeres y de sus cónyuges. El autor encontró que las mujeres que tenían únicamente hijas tenían mayores probabilidades de desear más hijos que las mujeres que tenían una descendencia mixta. En cuanto a la composición por sexo de los hijos nacidos vivos, entre los varones que tenían sólo mujeres, la probabilidad de desear más hijos se incrementó en 50% con respecto a la de los varones que tenían una composición mixta.

La importancia de los varones en la toma de decisiones reproductivas ha sido ampliamente discutida (Ryder, 1973; Morgan, 1985; Mason y Taj, 1987; Stein et al., 2014; Testa et al., 2014). Sin embargo, en las encuestas de fecundidad a los varones se les entrevista con muy poca frecuencia. Las mujeres, en cambio, siguen siendo las agentes principales y las más confiables para reportar los acontecimientos de la fecundidad (Testa et al., 2014). Según Thomson et al. (1990), un argumento para excluir a los varones casados como comunicadores confiables de los deseos reproductivos en las encuestas deriva de estudios que alegan que las intenciones reproductivas de los varones (cónyuges) ilustran sólo una pequeña fracción de la varianza en la fecundidad marital, más allá de lo ilustrado por las intenciones de las mujeres.

No obstante, en algunas investigaciones sobre los factores asociados al deseo de (más) hijos también se analiza si el deseo de (más) hijos de uno de los miembros del núcleo conyugal contribuye a predecir el deseo de (más) hijos del otro miembro. Con respecto a los resultados, éstos fueron contundentes, pues destaca la intensidad de la asociación positiva y significativa entre el deseo de (más) hijos de los individuos y el de sus cónyuges (Morgan, 1985; Iacovou y Tavares, 2011; Regules, 2014).

Si bien la toma de decisiones reproductivas dentro de una sociedad puede ser vista como el resultado de un proceso de interacción, diversos estudios han documentado la desventaja de la mujer en la toma de decisiones reproductivas (Casterline et al., 1997; Beegle et al., 2001; Jejeebhoy, 2002; DeRose y Ezeh, 2010). En cambio, algunas investigaciones acerca del acuerdo conyugal respecto al comportamiento reproductivo sugieren que las parejas discuten y negocian el uso de anticonceptivos, así como el momento idóneo para tener hijos (Mitchell, 1972; Ezeh, 1993; Lasee y Becker, 1997; Ramirez et al., 2005; Gipson y Hindin, 2009; Kulczycky, 2011; Testa et al., 2014). Sin embargo, muy pocos trabajos exploran el acuerdo conyugal en cuanto a las preferencias reproductivas, y aquellos que han considerado el asunto, lo han hecho en un nivel de estadísticas descriptivas y no profundizan en los factores sociodemográficos y contextuales que podrían incidir en la concordancia o discrepancia respecto a las preferencias de fecundidad entre los miembros del núcleo conyugal.

Coombs y Chang (1981) analizaron la concordancia en el número ideal de hijos y el deseo de hijos adicionales en un grupo de dos mil núcleos conyugales. Los autores encontraron que a nivel agregado no había grandes diferencias entre las preferencias de fecundidad de las mujeres y las de sus cónyuges. Coombs y Chang (1981) observaron que las preferencias de fecundidad de las mujeres que contaban con menores niveles de escolaridad tendían a converger con las de sus cónyuges, probablemente porque las mujeres con mayor escolaridad tenían mayor poder de decisión con respecto a sus preferencias de fecundidad y, por tanto, les resultaba más fácil expresarlas.

Finalmente, Bankole y Singh (1998) desarrollaron una investigación comparativa que utilizó información de las Encuestas Demográficas y de Salud levantadas en trece países de África Subsahariana, dos de África del Norte, dos de Asia y uno de Latinoamérica, entre 1990 y 1996. El análisis descriptivo mostró que en más del 50% de los núcleos conyugales en los países de África Subsahariana sus miembros coincidieron con respecto a sus deseos de hijos adicionales. Por el contrario, en más del 50% de los núcleos conyugales bangladesíes, egipcios y brasileños, sus miembros coincidieron con respecto a sus deseos de no tener hijos adicionales.

Gran parte de los trabajos existentes acerca de las preferencias de fecundidad, específicamente en relación al deseo de (más) hijos, han sido conducidas en Europa del Este, el sur de Asia y países africanos donde la transición demográfica es incipiente, el tamaño deseado de la descendencia es mucho más elevado y las normas sociales y culturales favorecen la poligamia (véase Mott y Mott, 1985; Isiugo-Abanihe, 1994). En contraste, se ha trabajado muy poco en América Latina y el Caribe. Puesto que los patrones de fecundidad y las preferencias reproductivas pueden variar según el entorno, es importante expandir el alcance geográfico de estas investigaciones. A fin de obtener un panorama más claro acerca de la relevancia de la composición por sexo de los HNV, y la influencia que los cónyuges ejercen uno sobre el otro en la toma de decisiones reproductivas, necesitamos perspectivas más profundas de un país con diferentes marcos institucionales, así como un análisis más detallado de los mecanismos sociodemográficos relativos a los deseos de más hijos de los núcleos conyugales.

Con base en los resultados de estudios previos, en este trabajo esperamos una fuerte correlación entre el deseo de (más) hijos de las mujeres y de sus cónyuges. Asimismo, se presume que la composición por sexo de los HNV afecta las intenciones de tener hijos adicionales tanto de las mujeres como de sus parejas, así como el acuerdo conyugal acerca del deseo de más hijos.

Datos y métodos

Bases de datos y unidades de análisis

La ENNViH es una base de datos longitudinal y multitemática, construida a partir del seguimiento a lo largo del tiempo de un grupo de individuos. Además, es un instrumento que cuenta con indicadores económicos, demográficos, de salud, y de salud sexual y reproductiva de la población mexicana. La base de datos longitudinal contiene información de un periodo de 10 años, recopilada en tres rondas: 2002, 2005-2006 y 2009-2012. No obstante, nuestros análisis están basados únicamente en los datos de la primera ronda (2002). Las unidades de análisis son tres: 1) un grupo de mujeres casadas o unidas una sola vez, que en 2002 tenía entre 15 y 49 años de edad; 2) sus cónyuges; y 3) los núcleos conyugales. La imposición de restricciones etarias y de situación conyugal resultaron en una submuestra de la población que incluye 2 750 núcleos conyugales, es decir a 2 750 mujeres y a 2 750 cónyuges. Finalmente, tomando en cuenta las covariables, esta muestra se reduce a 2 611 debido a valores perdidos entre algunas categorías a analizar.

Variables

Las primeras dos variables dependientes son: a) el deseo de (más) hijos de las mujeres; y b) el deseo de (más) hijos de los varones (cónyuges).6 En ambos casos se trata de una variable cuantitativa discreta que fue recodificada como una variable dicotómica: los individuos que respondieron desear cero hijos fueron integrados dentro del grupo que “no desea (más) hijos”, mientras que los que respondieron desear uno o más hijos se agruparon en la categoría “desea (más) hijos”. La tercera variable dependiente, es decir la concordancia/discrepancia entre los deseos de más hijos de los miembros del núcleo conyugal, se construyó recodificando la información sobre el deseo de (más) hijos tanto de las mujeres como de sus cónyuges en 2002 como una variable politómica. Así, los núcleos conyugales en los que sus miembros discrepaban con respecto a sus deseos de (más) hijos fueron agrupados en la categoría “discrepan”; los que concordaban con respecto a sus deseos de (más) hijos fueron agrupados en la categoría “ambos desean (más) hijos”, y los que concordaban en cuanto a sus deseos de no tener (más) hijos fueron agrupados en la categoría “ambos no desean (más) hijos”.

Para alcanzar los objetivos de esta investigación, incluimos al deseo de (más) hijos de las mujeres como variable explicativa en el modelo aplicado al deseo de (más) hijos de sus cónyuges, mientras que el deseo de (más) hijos de los varones (cónyuges) se incluyó como variable explicativa en el modelo aplicado al deseo de (más) hijos de las mujeres. Por otro lado, la composición por sexo de los HNV, otro factor predictivo fundamental en nuestra investigación, refiere a una variable que incluye tres categorías: 1) mixta, 2) sólo mujeres, y 3) sólo varones.7

Finalmente, en los análisis estadísticos controlamos por los efectos de variables demográficas, socioeconómicas y contextuales, tales como edad, duración de la unión, número de NHV, mortalidad infantil, nivel de escolaridad, hijos con otra(s) pareja(s), tipo de localidad, tipo de localidad en donde vivía a los doce años y disponibilidad de clínicas y servicios de salud en la localidad.8

Es importante mencionar que, con respecto a la edad, la muestra es heterogénea, lo cual significa que estamos comparando experiencias reproductivas diferentes. Con la finalidad de controlar por esta heterogeneidad en los modelos incluimos la edad estandarizada. Además, con el propósito de controlar los efectos de las diferencias en la duración de la unión en individuos de la misma edad y los efectos de las diferencias en la edad en individuos con una duración de unión igual, incluimos una variable que da cuenta de la interacción entre la edad y la duración de la unión.

Limitaciones del estudio

Hubo algunas limitantes en nuestra investigación: i) que a los varones reentrevistados en 2005-2006 y en 2010-2012 no se les volvió a preguntar sobre su deseo de (más) hijos, mientras que a las mujeres reentrevistadas sí se les preguntó otra vez; ii) que a los varones se les preguntó de manera diferente que a las encuestadas mujeres en relación con su deseo de (más) hijos, lo que puede conducir a interpretaciones subjetivas de las preguntas de la encuesta; iii) que existen mecanismos de selectividad en lo que respecta a los criterios de selección de la muestra, por ejemplo que incluye sólo a mujeres casadas en edad reproductiva (15 a 49 años), y sus respectivos cónyuges, y que la mayoría de los núcleos conyugales tenía al menos un hijo, dado que en México los intervalos protogenésicos son relativamente cortos;9 y iv) que existe una posibilidad mínima de error de medición en dos de nuestras variables dependientes. Como se mencionó con anterioridad, utilizamos datos continuos para construir las variables “deseo de (más) hijos de las mujeres” y “deseo de (más) hijos de los varones (cónyuges)”. Esto significa que nuestro análisis excluye mujeres y varones (cónyuges) que estaban indecisos acerca de sus planes reproductivos al momento de la encuesta, o bien, que proporcionaron respuestas no numéricas.10

Análisis de datos y modelos estadísticos

En cuanto al análisis descriptivo e inferencial, el esquema de exposición consiste en la descripción de la población de interés con respecto a las variables dependientes y a otras características previamente señaladas como relevantes para la investigación. Después, se procede a la aplicación e interpretación de los modelos estadísticos de análisis. Al respecto, vale recordar que tanto el “deseo de (más) hijos” de las mujeres como el de sus cónyuges, cuentan con dos categorías de respuesta: (0) no desea (más) hijos, y (1) desea (más) hijos. Por tanto, para su predicción utilizamos un modelo de regresión logística binomial. Un modelo logit plantea una relación lineal entre las variables explicativas y el logit, que es el logaritmo de los momios de probabilidad; es decir, el cociente de la probabilidad de éxito definido en términos estadísticos, en este caso el deseo de (más) hijos, y fracaso, el no deseo de (más) hijos. En cambio, la tercera variable dependiente, “concordancia/discrepancia entre los deseos de (más) hijos de los miembros del núcleo conyugal”, tiene tres posibles respuestas: (0) discrepan, (1) ambos desean (más) hijos, y (2) ambos no desean (más) hijos. En consecuencia, utilizamos un modelo de regresión logística multinomial para su predicción. Este tipo de modelos multinomiales ajustan sus parámetros con respecto a una categoría de la variable de respuesta, como referencia; puesto que un modelo logístico multinomial “puede ser pensado como una estimación logística binaria simultánea entre todas las comparaciones entre las categorías de respuesta de la variable dependiente” (traducción libre de Long y Freese, 2001, p. 172).

En cuanto a los resultados, éstos se presentan a través de los efectos marginales de las variables introducidas al modelo, para su interpretación más sencilla. Los efectos marginales hacen referencia a la derivada parcial sobre la probabilidad de nuestra variable dependiente, mostrando los efectos de mantener el resto de las variables en sus valores medios a la variable analizada. Se pueden interpretar como un efecto dadas las condiciones medias de nuestra población en análisis. En el Apéndice también se pueden consultar los resultados en su versión de momios exponenciados y riesgos relativos.

Resultados

Hallazgos descriptivos

A nivel nacional, en 1987, 65% de las mujeres casadas o unidas en edades reproductivas expresó su deseo de ya no tener más hijos (Gráfica 1), lo cual podría interpretarse en términos de una situación de paridad satisfecha. Sin embargo, en ese mismo año, el promedio del tamaño ideal de la descendencia (TID) resultó menor que el de los hijos nacidos vivos (HNV). Esta tendencia sugiere la posibilidad de una necesidad insatisfecha de anticonceptivos (NIA). Entre 1987 y 2014 destaca la disminución en los promedios del TID y los HNV, pero también que, a partir de 2006, el promedio de HNV registrado ha sido menor que el promedio del TID. La diferencia de un hijo entre el promedio de los HNV y el del TID podría estar relacionada con la disminución de poco más de diez puntos porcentuales en la distribución de las mujeres que no desean más hijos entre 1987 y 2014 y, por tanto, indicar una situación de paridad no satisfecha.

Gráfica 1 Tamaño ideal de la descendencia (TID), promedio de hijos nacidos vivos (HNV) y distribución porcentual de las mujeres casadas o unidas en edades reproductivas que no desean más hijos. México, 1987-2014 

Con base en información de la ENNViH, a continuación se describe a las mujeres, sus cónyuges y los núcleos conyugales que conforman la muestra de acuerdo con el deseo de (más) hijos y a otras características demográficas.

En la Gráfica 1 se puede apreciar que en 2002 el porcentaje de mujeres que desean (más) hijos (35%) se encontraba 7.9 puntos porcentuales por arriba del porcentaje de sus cónyuges (27.1%). Al respecto, vale mencionar lo siguiente: primero, que el número reducido en la proporción de miembros del núcleo conyugal que expresaron sus deseos de (más) hijos podría explicarse en términos de un sesgo de selección, puesto que la muestra está constituida, en su mayoría, por núcleos conyugales que al momento de la encuesta ya tenían uno o más HNV; y segundo, que la diferencia porcentual entre los deseos de (más) hijos de las mujeres y los de sus cónyuges podría reflejar errores de reporte por parte de uno o ambos cónyuges, o bien, discrepancias y desacuerdos entre los miembros del núcleo conyugal en cuanto a sus deseos de (más) hijos, las cuales tienen que ver con la naturaleza individual, subjetiva e hipotética de las respuestas en torno a las preferencias de fecundidad.

En general, el deseo de (más) hijos disminuye a medida que aumenta la edad. Si se observa la distribución de las mujeres y sus cónyuges de acuerdo con los grupos de edad en 2002 (Gráfica 2), se puede ver que hay una asociación negativa entre la edad y el deseo de (más) hijos y una positiva con el porcentaje de mujeres y cónyuges que no desean más. Esto indica que la edad es un factor asociado al deseo de (más) hijos. Con esto en consideración, entonces las mujeres y los varones (cónyuges) más jóvenes estarían iniciando su vida reproductiva y, por tanto, aún no habrían completado sus ideales de fecundidad, lo cual podría traducirse en un mayor deseo de (más) hijos. Por otro lado, las mujeres y sus cónyuges en edades tardías habrían alcanzado su meta reproductiva y, en consecuencia, no desearían más hijos.

Gráfica 2 Distribución por sexo del deseo de (más) hijos de los integrantes del núcleo conyugal. México, 2002 

El Cuadro 1 se refiere a las características de los miembros del núcleo conyugal, de acuerdo con la concordancia o discrepancia entre sus deseos de (más) hijos. De este cuadro destaca que en 2002 la duración promedio de la unión es de 14.6 años, aunque los miembros del núcleo conyugal agrupados en la categoría “ambos desean (más) hijos” registraron el promedio más bajo (6.4 años). En cambio, las mujeres y los varones agrupados en la categoría “ambos no desean (más) hijos” registraron el promedio de años más alto (18.4).

Con respecto al promedio de HNV, no se observan grandes diferencias entre las categorías, aunque la tendencia apunta hacia una meta reproductiva de dos hijos. Por lo que corresponde a la escolaridad, se observa que tanto las mujeres como los varones que pertenecen a núcleos conyugales agrupados en la categoría “ambos desean (más) hijos” tienen mayores niveles; sin embargo, también se trata de núcleos conyugales en donde tanto las mujeres como sus cónyuges registran las edades promedio más bajas, 26.4 y 29.2 años, respectivamente. Esto es un indicativo de que las mujeres y los varones (cónyuges) más jóvenes estarían iniciando su vida reproductiva, aún no habrían completado sus ideales de fecundidad y, por tanto, ambos coinciden en sus deseos de (más) hijos. En contraste, los miembros de los núcleos conyugales de mayor edad coinciden en sus deseos de no tener hijos adicionales, quizás porque habrían completado sus ideales reproductivos, o bien, porque los embarazos en edades tardías conllevan mayores riesgos tanto para la madre como para el bebé.

Cuadro 1 Características demográficas y socioeconómicas de los miembros del núcleo conyugal según concordancia/ discrepancia entre sus deseos de (más) hijos. México, 2002 

Fuente: Elaboración propia con base en la ENNViH-1.

En relación con la composición por sexo de los HNV, 77% de los núcleos conyugales que coinciden en sus deseos no tener (más) hijos tenían una descendencia mixta; sin embargo, la mayor proporción de núcleos conyugales que tenían sólo hijas (45%), o bien, sólo hijos (34.5%), se concentró en la categoría “ambos desean (más) hijos”.

De la Gráfica 3 se puede concluir que, independientemente de si se desean o no más hijos, en más de 75% de los núcleos conyugales hay correspondencia entre el deseo de (más) hijos de las mujeres y el de sus cónyuges. No obstante, existe un porcentaje substancial de núcleos conyugales en donde sus miembros discrepan en torno a sus deseos reproductivos (22.6%). Entre los núcleos conyugales que discrepan, las mujeres tienden a desear (más) hijos adicionales que sus cónyuges, mientras que entre los núcleos conyugales que concuerdan, las mujeres y sus cónyuges tienen mayores posibilidades de no desear (más) hijos. Esta tendencia es similar a las tendencias reportadas para otras regiones del mundo (Becker, 1996) (véase la Gráfica 4).

Gráfica 3 Distribución del deseo de (más) hijos por sexo y grupos quinquenales de edad de los miembros del núcleo conyugal. México, 2002 

Gráfica 4 Distribución de la concordancia/discrepancia de los deseos de (más) hijos entre los miembros del núcleo conyugal. México, 2002 

1) Modelos de regresión logística binaria aplicados al deseo de (más) hijos de las mujeres

Resultados de los modelos de regresión logística binaria y multinomial

En esta sección se discuten los resultados de los modelos de regresión logística binaria aplicados al deseo de (más) hijos de las mujeres y al de sus cónyuges, y del modelo de regresión logística multinomial aplicado a la variable “concordancia/discrepancia en los deseos de (más) hijos de los miembros del núcleo conyugal”. Las gráficas que se presentan a continuación reflejan los efectos marginales de cada modelo; sin embargo, para revisar los modelos completos, consúltese el Apéndice.

La variable dependiente, deseo de (más) hijos de las mujeres, está codificada con un “1” si el sujeto manifiesta deseos de (más) hijos, y con un “0” para el caso contrario. Un coeficiente positivo indica que entre más alto sea el valor de la covariable, el sujeto tiene mayores posibilidades de no desear (más) hijos (Gráfica 5).

Gráfica 5 Efectos marginales promedio de las variables independientes sobre la probabilidad del deseo de (más) hijos. Mujeres. México, 2002 

Uno de los objetivos de esta investigación es mostrar si el deseo de (más) hijos de uno de los miembros del núcleo conyugal contribuye a predecir el deseo de (más) hijos del otro miembro. En este modelo destaca la magnitud de la asociación positiva y significativa entre el deseo de (más) hijos de los varones y el de sus cónyuges (modelo III). En otras palabras, las mujeres cuyos cónyuges o parejas desean (más) hijos, tienen mayores posibilidades de desear (más) hijos con respecto a las mujeres casadas o unidas con varones que no desean (más) hijos.

En relación con la composición por sexo de los hijos nacidos vivos, las mujeres que tienen solamente hijas tienen mayores probabilidades de desear (más) hijos que las mujeres que tienen una descendencia mixta, de hijos e hijas. Tener sólo hijos varones también propicia que las mujeres deseen más hijos; sin embargo, la magnitud del efecto es ligeramente menor que el efecto de tener sólo mujeres (modelos I y II). Este fenómeno podría estar reflejando el carácter patriarcal de la sociedad mexicana, la alta valoración de los hijos varones y la preferencia de tener al menos un hijo de cada sexo. No obstante, el efecto de la composición por sexo de los HNV perdió relevancia ante el deseo de (más) hijos de sus cónyuges (modelo III).

Cuando se analiza el efecto de la edad, los modelos muestran que el deseo de (más) hijos es una función decreciente de la edad, es decir, a medida que se incrementa la edad, disminuye el deseo de (más) hijos. El efecto negativo y estadísticamente significativo de la edad se mantiene constante en todos los modelos. Esta tendencia indicaría que las mujeres que conforman la muestra alcanzan sus metas reproductivas a edades tempranas y, por tanto, a medida que envejecen disminuye su deseo de tener hijos adicionales.

La variable “hijos nacidos vivos” también tiene el efecto esperado, el cual se mantiene en los tres modelos: conforme aumenta el número de hijos nacidos vivos, se reducen las probabilidades de desear (más) hijos. Además, el efecto es estadísticamente significativo.

Pese a la irrelevancia estadística de la variable “hijos nacidos muertos y/o abortos”, la dirección de la asociación se mantiene positiva. Dicho de otro modo, las mujeres que han tenido hijos nacidos muertos y/o abortos tienen mayores probabilidades de desear (más) hijos que aquellas que no los han tenido (modelos I, II y III). Es razonable suponer que existe una asociación positiva entre la mortalidad infantil y el deseo de más hijos. Así, tener hijos nacidos muertos/abortos puede resultar en un mayor deseo de reemplazar hijos.

Con respecto al nivel de escolaridad, entre las mujeres que cuentan con mayor escolaridad las probabilidades de desear (más) hijos disminuyen con respecto a las de las mujeres con niveles de primaria o sin escolaridad. La asociación resultó estadísticamente significativa y se mantuvo en los tres modelos.

De las variables explicativas de contexto (tipo de localidad, tipo de localidad en donde vivía a los doce años y disponibilidad de clínicas y servicios de salud en la localidad), ninguna de ellas resultó significativa. Sin embargo, es interesante que la dirección de los coeficientes indique que las mujeres que residen o residían en contextos urbanos y en localidades con un mejor acceso a clínicas y servicios de salud tendrían menos probabilidades de desear (más) hijos con respecto a las mujeres agrupadas en las categorías de referencia de cada variable.

2) Modelos de regresión logística binaria aplicados al deseo de (más) hijos de los cónyuges

Al igual que en los modelos para el deseo de (más) hijos de las mujeres, en éstos también destaca la intensidad de la asociación negativa y significativa entre el deseo de (más) hijos de los varones y el de sus cónyuges (véase la Gráfica 6). Es decir, los varones cuyas mujeres o parejas desean (más) hijos tienen mayores probabilidades de desear (más) hijos con respecto a los varones casados o unidos con mujeres que no desean (más) hijos.

En cuanto a la composición por sexo de los hijos nacidos vivos, entre los varones que tienen sólo mujeres, la probabilidad de desear (más) hijos se incrementa con respecto a la de los varones que tienen una composición mixta, pero se reduce cuando sólo tienen hijas mujeres (modelos I, II y III). En contraste, la categoría “sólo varones” no tuvo significancia estadística. Este resultado expresa una vez más la importancia que adquiere tener un hijo varón entre los varones mexicanos, quizá porque en su opinión pueden apoyarlos para conseguir sustento familiar, sentirse identificados con otro hombre, o preservar el apellido, por mencionar algunos elementos.

Por lo que corresponde a las características demográficas de los varones (modelos I, II y III), se observa que a medida que aumenta la edad al momento de la encuesta, menos son las probabilidades de los varones de desear (más) hijos. Al igual que para las mujeres, la variable HNV tiene el efecto esperado, es decir, conforme aumenta el número de HNV, se reducen las probabilidades de los varones de desear (más) hijos.

Gráfica 6 Efectos marginales promedio de las variables independientes sobre la probabilidad del deseo de (más) hijos. Hombres. México, 2002 

En los tres modelos se incluye el nivel de escolaridad de los varones. Si bien entre los varones que cuentan con mayor escolaridad las probabilidades de desear (más) hijos se reducen con respecto a las de aquellos con menores niveles, la variable no resultó significativa.

Cabe señalar que la duración de la unión también resultó en una asociación negativa con la variable dependiente y significativa: a medida que aumentan los años de unión, disminuye el deseo de (más) hijos de los varones.

Por último, de las variables explicativas de contexto, sólo el tipo de localidad en donde vivía a los doce años mantuvo su significancia estadística en los tres modelos: los varones que vivían en zonas urbanas a los doce años tenían menores probabilidades de desear.

3) Modelo de regresión logística multinomial aplicado a la variable “concordancia/discrepancia entre los deseos de (más) hijos de los miembros del núcleo conyugal”

Cuando se analiza el efecto de las variables demográficas y contextuales, y de la composición por sexo de los HNV en la concordancia/discrepancia entre los deseos de (más) hijos de los miembros del núcleo conyugal (Gráfica 7), la mayoría de las variables que resultaron estadísticamente significativas operan de manera similar tanto para la categoría “discrepan” como para la categoría “ambos desean (más) hijos”.11

Gráfica 7 Efectos marginales promedio de las variables independientes sobre la probabilidad de la concordancia /discrepancia en el interior de los grupos conyugales. México, 2002 

Los resultados del modelo (véase el Apéndice) muestran que las discrepancias entre los miembros del núcleo conyugal y las probabilidades de que ambos cónyuges deseen (más) hijos son funciones decrecientes de la edad y la duración de la unión. A medida que se incrementan la edad y los años de unión, disminuyen las probabilidades de que los miembros del núcleo conyugal discrepen respecto a sus deseos de (más) hijos, pero también las probabilidades de que ambos deseen (más) hijos. Vale mencionar que si bien la intensidad de la asociación negativa entre la edad y las categorías “discrepan” y “ambos desean (más) hijos” se observa tanto para las mujeres como para sus cónyuges, la asociación resulta estadísticamente significativa únicamente para los varones.

En relación con el número de HNV, el efecto es el esperado: conforme aumenta el número de hijos nacidos vivos, se reducen las probabilidades de discrepar y de que ambos cónyuges concuerden en sus deseos de hijos adicionales. Esto podría deberse a que los cónyuges habrían alcanzado sus metas reproductivas, por tanto, tendrían menos probabilidades de estar en desacuerdo con respecto a sus deseos de (más) hijos.

La composición por sexo de los HNV también tiene un efecto positivo y estadísticamente significativo, pero sólo en las probabilidades de que ambos cónyuges concuerden en sus deseos de (más) hijos. Tener sólo hijos varones propicia que ambos cónyuges deseen más hijos; sin embargo, la magnitud del efecto es ligeramente menor que el efecto de tener sólo mujeres.

Los resultados del modelo también muestran que cuando los varones (cónyuges) tienen hijos con otra(s) pareja(s), son menores las probabilidades de que ambos cónyuges deseen (más) hijos.

De las variables de contexto, sólo el tipo de localidad en donde el varón vivía a los doce años resultó estadísticamente significativa: si a los doce años de edad el varón había vivido en una zona urbana, entonces los miembros del núcleo conyugal tenían menores probabilidades de discrepar y de concordar en sus deseos de (más) hijos.

Es importante mencionar que el modelo indica que el desacuerdo respecto a las intenciones de tener hijos adicionales opera de una manera distinta. Por ejemplo, el nivel de escolaridad del varón (cónyuge), el tipo de localidad en donde vivía a los doce años, y el número de HNV disminuyen la probabilidad de desacuerdo, en tanto que el tipo de localidad (urbana), los hijos del varón con otra(s) pareja(s), y tener hijos nacidos muertos y/o abortos incrementan las probabilidades de discrepar en torno al deseo de (más) hijos.

4) Paridez, deseos y concordancia en el interior del núcleo conyugal

Uno de los elementos que más interviene en las preferencias reproductivas son los hechos mismos de la reproducción. Sobre todo, conviene revisar aquella paridez normativa que se ha establecido con respecto a los imaginarios reproductivos deseables. Por ello, tomando en cuenta los resultados de los modelos ajustados, en la Gráfica 8 se han predicho las probabilidades del deseo de (más) hijos para las mujeres y sus cónyuges, de acuerdo con el número de HNV, dejando el resto de las variables constantes. Es notable cómo a niveles del tamaño de la descendencia menores a tres, los varones tienen una probabilidad predicha menor de desear (más) hijos que las mujeres, de acuerdo con los modelos individuales. Los hombres desean menos hijos que las mujeres, siendo la paridez de un hijo nacido vivo donde los hombres tienen una diferencia mucho mayor. A partir de cuatro hijos, donde las mujeres y sus cónyuges tienen bajas probabilidades de desear tener más hijos, las diferencias se vuelven estadísticamente no significativas.

Gráfica 8 Probabilidad predicha del deseo de (más) hijos según paridez del núcleo. México, 2002* 

De manera análoga, hicimos el mismo ejercicio para la concordancia y discrepancia a nivel del núcleo conyugal. Ceteris paribus, a paridades nulas, las parejas mantienen el acuerdo en el deseo de hijos, siendo la categoría con más probabilidades; el desacuerdo es más probable que el acuerdo en el no deseo de hijos. Cuando se tiene un hijo, el acuerdo en el deseo de más hijos se mantiene como una categoría con altas probabilidades, pero no tan diferente que el resto de opciones. Lo que indica que en este nivel de paridez, manteniendo el resto de variables constantes, la concordancia y discordancia en los deseos de tener más hijos son más heterogéneas. Mientras que a partir de que se tengan dos hijos nacidos vivos, el acuerdo en el deseo de no tener hijos aparece cada vez más probable. Cabe señalar que cuando se tienen dos hijos, a pesar de que es un valor normativo importante, la probabilidad de tener un desacuerdo está en uno de los niveles predichos más altos a lo largo de la paridez. Lo que sugiere que los valores normativos del tamaño de la descendencia actúan de manera diferente entre hombres y mujeres (Gráfica 9).

Gráfica 9 Probabilidad predicha de la concordancia/discrepancia en el interior de los grupos conyugal según paridez del núcleo. México, 2002 

Discusión y conclusiones

El estudio aquí reportado exploró el efecto que el deseo de (más) hijos de las mujeres y de sus cónyuges tiene sobre los deseos reproductivos del otro. Asimismo, utilizamos datos a nivel de pareja para investigar el impacto de variables sociodemográficas y contextuales sobre la concordancia/discrepancia conyugal acerca del deseo de (más) hijos, pero también analizamos la manera en que el sexo de los HNV interactúa con el deseo de (más) hijos de cada uno de los miembros del núcleo conyugal, así como con la concordancia/discrepancia entre las mujeres y sus cónyuges respecto de sus deseos de (más) hijos.

En cuanto a la interpretación de la asociación entre el deseo de (más) hijos y el número de hijos nacidos vivos, las investigaciones cuantitativas en torno a esta dimensión asumen dos supuestos: primero, que el deseo de (más) hijos está en función de la realización del tamaño deseado de la descendencia (Nair y Chow, 1980); y segundo, que hay correspondencia entre el número de hijos nacidos vivos y el tamaño deseado de la descendencia. Dicho de otro modo, se asume que los individuos con mayores descendencias no desean más hijos porque ya alcanzaron su tamaño deseado de familia. En cambio, se sobreentiende que si los individuos sin hijos o con descendencias de menor tamaño desean (más) hijos es porque no han alcanzado su tamaño deseado de la descendencia. No obstante, tal como lo mostramos en las Gráficas 8 y 9, los tamaños de descendencia tienen un efecto diferenciado en el deseo de más hijos para los cónyuges.

Con respecto a la asociación negativa y significativa entre edad y el deseo de (más) hijos, cabe señalar que a medida que aumenta la edad, es probable que se desincentive el deseo de (más) hijos, ya sea porque los individuos alcanzaron sus metas reproductivas, están familiarizados, sobre todo las mujeres, con los riesgos de salud asociados a los embarazos en edades avanzadas, o bien porque la maternidad y la paternidad tardía obligan a una serie de cuestionamientos con respecto a las demandas físicas y a las consecuencias psicológicas y sociales de la crianza de los hijos.

Las variables “tipo de localidad” y “escolaridad de las mujeres” resultaron significativas sólo en el caso del deseo de (más) hijos de las mujeres. En cambio, la variable “lugar donde vivía a los 12 años” tuvo una asociación estadísticamente significativa con el deseo de (más) hijos de los varones (cónyuges) y no con el de las mujeres. Al respecto, vale mencionar que los varones y mujeres pueden tener objetivos reproductivos similares dado que sus intenciones individuales se han formado bajo los mismos valores y normas, o porque se les ha enseñado a percibir los mismos costos y beneficios de tener hijos (Mason y Taj, 1987), lo cual podría explicar dos cosas: primero, la pérdida de relevancia estadística de la variable “lugar donde vivía a los 12 años” de las mujeres cuando se adiciona al modelo de la variable “lugar donde vivía a los 12 años” de los cónyuges; y segundo, los altos porcentajes de acuerdo conyugal respecto a los deseos de (más) hijos (77 por ciento).

En los modelos estadísticos individuales, el deseo de (más) hijos de las mujeres mostró una asociación positiva y significativa con el deseo de (más) hijos de sus cónyuges, mientras que el deseo de (más) hijos de los varones (cónyuges) también tuvo un efecto positivo y significativo en el deseo de (más) hijos de las mujeres. Los hallazgos se pueden interpretar de dos maneras: 1) que tanto los varones como las mujeres podrían estar integrando la decisión y planeación de los hijos de manera compartida con la pareja; y 2) que la asociación refleja una imposición unidireccional del deseo de (más) hijos de uno de los miembros del núcleo conyugal sobre el deseo del otro (Regules, 2014), lo cual podría ser un indicio de relaciones de poder desiguales dentro de núcleo conyugal, o bien, algún tipo de emparejamiento selectivo diferente al cultural o educativo.

Las desigualdades de género aún son evidentes en el ámbito de la salud sexual y reproductiva en México (Ulloa-Pizarro, 2014). Si bien nuestras variables no capturan las dimensiones de la relación de poder entre los géneros y las negociaciones de las metas reproductivas, la preferencia de los padres respecto al sexo de los hijos puede aportar información a propósito de la importancia relativa del género en el comportamiento reproductivo. En México, la preferencia por un hijo varón es muy fuerte entre los varones; además, la preferencia de los cónyuges respecto al sexo de sus hijos es de importancia para los estudios sobre planes reproductivos no sólo porque podría tener consecuencias demográficas (Pong, 1994), sino porque además tales estudios permitirían aportar un conocimiento acerca del valor de los hijos con base en su género (Gray y Evans, 2005).

En esta investigación, los resultados de los modelos individuales mostraron que la composición por sexo de los HNV tiene un efecto positivo y significativo tanto en el deseo de más hijos de las mujeres como en el de sus cónyuges. Este resultado no sólo expresa la preferencia por el sexo de los hijos, también muestra la importancia de tener al menos un hijo de cada sexo: por ejemplo, en los individuos que sólo tenían hijas había mayores posibilidades de desear descendencia adicional, con respecto a los individuos cuya composición por sexo de los hijos nacidos vivos era mixta. Cabe señalar que quienes únicamente tenían hijos varones también mostraban mayores posibilidades de desear más hijos, sin embargo, la magnitud de la asociación fue menor que la de quienes sólo tenían mujeres. Si bien la composición por sexo de los hijos mostró un impacto inicial significativo sobre las intenciones reproductivas de las mujeres, la variable perdió significancia estadística al incorporar al modelo la variable “deseo de (más) hijos” de sus cónyuges.

Por lo que corresponde a la variable “concordancia/discrepancia entre los deseos de (más) hijos de los miembros del núcleo conyugal”, los hallazgos del modelo multinomial y la significancia estadística de un número reducido de variables explicativas -por ejemplo, la edad y el tipo de localidad donde vivía a los 12 años del cónyuge, la duración de la unión, el número de HNV, y la composición por sexo de los HNV- señalan la naturaleza compleja de la variable dependiente. Por tanto, consideramos que cuando la unidad de análisis refiere al núcleo conyugal, es fundamental contar con bases de datos que incluyan información sobre las trayectorias sexuales y reproductivas tanto de las mujeres como de los varones. Estos datos son indispensables para analizar la toma de decisiones reproductivas en el interior del núcleo conyugal. Asimismo, consideramos que la naturaleza de la información debe ser longitudinal a fin de entrelazar tanto las trayectorias de las mujeres como de sus cónyuges; identificar si hay o no cambios en las preferencias individuales de fecundidad y en la concordancia/discrepancia entre los miembros del núcleo conyugal respecto de sus preferencias reproductivas; e identificar los factores asociados a los cambios en las preferencias de fecundidad y en la concordancia o discrepancia entre las mujeres y sus cónyuges.

Los datos a nivel de pareja y sus análisis posteriores podrían arrojar luz sobre la naturaleza de las diferencias de género en las metas reproductivas y, en consecuencia, contribuir a esclarecer lo que Mason y Taj (1987) refieren como “una controversia teórica fundamental sobre hasta qué punto la toma de decisión reproductiva surge del conflicto o el consenso dentro de la familia” (Mason y Taj, 1987, p. 612). Finalmente, con respecto a los marcos analíticos y explicativos, consideramos necesario recuperar marcos analíticos alternativos que se han desarrollado en otras disciplinas, como la psicología social, con la finalidad de ampliar el panorama y ahondar en las explicaciones.

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1 Con respecto al deseo de (más) hijos, la palabra más se encuentra entre paréntesis puesto que en la Encuesta Nacional sobre los Niveles de Vida de los Hogares (ENNViH) la pregunta: ¿cuántos hijos (más) le gustaría tener? se les hace a las mujeres de entre 14 y 49 años de edad que tienen hijos nacidos vivos, pero también a las que no los han tenido. Dicho de otro modo, a las mujeres que todavía no han tenido hijos se les pregunta: ¿cuántos hijos le gustaría tener?, mientras que a las que ya los tienen se les pregunta: ¿cuántos hijos más le gustaría tener?

2 La Encuesta Nacional sobre los Niveles de Vida de los Hogares (ENNViH) es el resultado del esfuerzo conjunto de la Universidad Iberoamericana (UIA), del Centro de Investigación y Docencia Económicas (CIDE), del Instituto Nacional de Salud Pública (INSP) y de la Universidad de California, Los Ángeles (UCLA): http://www.ennvih-mxfls.org

3 Respecto a la información sobre el deseo de (más) hijos de los varones, es importante aclarar que en la primera ronda de la ENNViH, específicamente en el libro sobre las características de los miembros del hogar, a los varones se les pregunta si desean tener un hijo/otros hijos (además de los que ya tienen). Desafortunadamente, en la segunda ronda esta pregunta únicamente se hace a los varones miembros del panel que cambiaron su situación conyugal a partir del 2001, o bien, a aquellos varones que se incorporaron a la encuesta en 2005-2006 y 2009-2012.

4 La medida de la necesidad insatisfecha de anticonceptivos (NIA) se refiere a la proporción de mujeres expuestas a un embarazo y que no usan anticonceptivos a pesar de manifestar su deseo de no querer tener hijos por un tiempo (necesidad de espaciar) o bien, nunca más (necesidad de limitar) (Mendoza et al., 2010). Además, en la literatura sobre el comportamiento reproductivo es frecuente encontrar investigaciones sobre la NIA (Nortman, 1982; Casterline, El-Zanaty y El-Zeini, 2003; Dinç et al., 2007).

5 Las preferencias de los padres respecto al sexo de sus hijos se pueden medir utilizando dos métodos. El primero está sujeto a la información sobre la intención, es decir, a la respuesta del participante sobre su preferencia del sexo en los nacimientos previstos; mientras que el segundo utiliza datos de comportamiento que refieren al sexo de los hijos existentes (Gray y Evans, 2005). De acuerdo con Marleau y Saucier (2002), los datos de comportamiento revelan las verdaderas preferencias de los padres respecto al sexo de sus hijos en cuanto a que es posible medir la fecundidad subsecuente con base en los hijos existentes. Puesto que el sexo de los hijos existentes y el deseo de tener más hijos han sido ligados a la fecundidad, en esta investigación se presupone que el sexo de los hijos existentes influye en el deseo de más hijos y en la fecundidad subsecuente.

6 Las preguntas sobre el deseo de (más) hijos que responden los varones se encuentran en el libro IIIA, en la sección vi (historia matrimonial). Por otro lado, las preguntas que se les hacen a las mujeres se encuentran en el libro IV, sección iv (anticoncepción). A las mujeres se comienza por preguntarles ¿Cuántos hijos (más) le gustaría tener? Si la respuesta es cero hijos, se les pregunta lo siguiente: Si pudiera empezar de nuevo, ¿cuántos hijos le hubiera gustado tener? Pero si la respuesta a la pregunta sobre cuántos hijos (más) le gustaría tener es uno, dos, tres o más hijos, se le hace la siguiente pregunta: Entre los hijos que usted aún desea tener ¿cuántos hijos varones e hijas mujeres le gustaría tener? Pero ya no se pregunta cuántos hijos le hubiera gustado tener si pudiera empezar de nuevo. A diferencia de las mujeres, el deseo de (más) hijos de los varones se construyó a partir de respuestas que dieron los individuos a las siguientes preguntas: Usted en lo personal, ¿desea tener un hijo/otros hijos (además de los que ya tiene)? y ¿Cuántos más desearía tener?

7 Estas variables incluyen la paridad cero, donde no hay hijos dentro de la pareja; en este caso la composición de los hijos se asume como mixta, puesto que no hay hijas ni hijos.

8 La mortalidad infantil es una variable asociada al deseo de (más) hijos (Depbuur y Bawah, 2002; Gipson y Hindin, 2009) y al cambio en las respuestas sobre el deseo de (más) hijos (Yeatman, Sennott y Culpepper, 2013). No obstante, en esta investigación se consideró a la mortalidad perinatal puesto que, según López García (2011), la muerte del feto durante el embarazo, en el parto o pocos días después del nacimiento, desencadena procesos de duelo en los progenitores que se asocian con su deseo de (más) hijos. La variable hijos nacidos muertos y/o abortos es dicotómica y se construyó a partir de respuestas a las siguientes preguntas: ¿Ha tenido algún hijo que naciera muerto? y ¿Ha tenido alguna pérdida, aborto, o interrupción del embarazo? Por otro lado, la variable “Hijos con otra(s) pareja” es dicotómica e incumbe sólo a los varones. Esta variable se construyó a partir de las respuestas a las preguntas: ¿Tuvo o tiene usted hijos(as) de alguna otra pareja diferente a la actual y que no vivan con usted en el mismo hogar?

9 Por ejemplo, en 1997 el intervalo protogenésico fue menor a un año para el 48% de las mujeres casadas, mientras que en 2009 disminuyó a 46% (Villagómez, Mendoza y Valencia, 2011).

10 De una muestra de 3 253 núcleos conyugales entrevistados en 2002, donde ambos miembros están presentes, las mujeres declararon no saber sobre sus deseos en 1% (37 casos). Mientras que el porcentaje para sus cónyuges asciende a 16.5% (537 casos). Asimismo los varones sí declararon 27 veces “los hijos que Dios mande”. Estas diferencias en las preferencias no numéricas y en la no respuesta dan cuenta de cómo los hombres están menos acostumbrados a responder preguntas sobre sus deseos reproductivos.

11 La categoría de referencia es “ambos no desean (más) hijos”.

Ricardo Regules García es doctor en Estudios de Población por El Colegio de México, A.C. Está interesado en el desarrollo de la investigación en torno a la dinámica poblacional, las herramientas teórico-metodológicas y la política pública. Sus líneas de investigación incluyen: preferencias de fecundidad, migración, desplazamiento forzado interno en México, y métodos mixtos de investigación en los estudios de población. Actualmente se desempeña como becario posdoctoral del Programa de Becas Posdoctorales de la Universidad Nacional Autónoma de México, en el Programa Universitario de Estudios del Desarrollo (UNAM - PUED).

Ana Escoto Castillo es doctora en Estudios de Población por El Colegio de México, A.C. Se interesa por investigar el bienestar de la población, en el presente, analizando los procesos de desigualdad y exclusión en los mercados laborales latinoamericanos y la organización y estructura de los hogares; y, en el futuro, a través del estudio la relación del cambio climático y la distribución de ingresos, el consumo energético de los hogares y sus implicaciones ambientales. Es candidata al Sistema Nacional de Investigadores. Actualmente es profesora asociada en el Centro de Estudios Teóricos y Multidisciplinarios en Ciencias Sociales de la Facultad de Ciencias Políticas y Sociales de la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM).

Apéndice

Cuadro A.1 Modelos logit para la probabilidad de los deseos de (más) hijos de cada cónyuge 

Deseo de (más) hijos de las mujeres Deseo de (más) hijos de los cónyuges
Variables independientes (Modelo 0) (Modelo 1) (Modelo 2) (Modelo 3) (Modelo 0) (Modelo 1) (Modelo 2) (Modelo 3)
e/(ee) e/(ee) e/(ee) e/(ee) e/(ee) e/(ee) e/(ee) e/(ee)
M: Edad (std) 0.6204 *** 0.6580 *** 0.7175 ** 0.7249 **
(0.060) (0.069) (0.078) (0.079)
M: Aborto / pérdida 1.1577 1.1524 1.1833 1.1721
(0.154) (0.154) (0.165) (0.164)
M: Educación mayor a la primaria 0.7997** 0.8169* 0.8225* 0.8235*
(0.087) (0.091) (0.096) (0.096)
Duración de la unión (std) 0.8145* 0.8027* 0.8755 0.8673 0.5788*** 0.6034*** 0.6614*** 0.6634***
(0.093) (0.097) (0.111) (0.110) (0.066) (0.071) (0.081) (0.081)
Residencia urbana 0.8140* 0.8088* 0.8248 0.8228 0.8669 0.8655 0.9159 0.9160
(0.098) (0.099) (0.104) (0.104) (0.112) (0.114) (0.125) (0.125)
M: Residencia urbana a los 12 años 0.8296 0.8111* 0.8656 0.8708 0.7623** 0.7518** 0.7753* 0.7747*
(0.099) (0.099) (0.111) (0.111) (0.098) (0.098) (0.105) (0.105)
Acceso a servicios de salud 0.9204 0.9355 0.9438 0.9387 0.9642 0.9679 0.9713 0.9734
(0.137) (0.140) (0.147) (0.146) (0.154) (0.157) (0.163) (0.164)
Paridez (std) 0.2701*** 0.2259*** 0.2893*** 0.2888*** 0.2978*** 0.2520*** 0.3731*** 0.3723***
(0.032) (0.028) (0.037) (0.037) (0.041) (0.034) (0.053) (0.053)
Sólo hijas 1.7593*** 1.4417** 1.2785 1.2757 1.8663*** 1.5518** 1.4496** 1.4461**
(0.252) (0.215) (0.201) (0.201) (0.282) (0.243) (0.239) (0.238)
Sólo hijos 1.4604** 1.2824* 1.2415 1.2460 1.3517** 1.1841 1.0945 1.0939
(0.192) (0.174) (0.177) (0.178) (0.192) (0.173) (0.168) (0.168)
M: Edad (std) # duración de la unión (std) 1.1687** 1.1249* 1.1266*
(0.079) (0.077) (0.077)
Paridez (std) # Paridez (std) 1.3108*** 1.2357*** 1.2357*** 1.3326*** 1.2413*** 1.2416***
(0.052) (0.054) (0.054) (0.056) (0.054) (0.054)
C: Deseo de (más) hijos 4.1927*** 4.1634***
(0.508) (0.506)
C: Hijos con otras parejas 0.7353 0.7314 0.7288 0.7633 0.7606
(0.157) (0.168) (0.170) (0.186) (0.186)
C: Edad (std) 0.6997*** 0.7181** 0.7639** 0.7646**
(0.068) (0.075) (0.082) (0.082)
C: Educación mayor a la primaria 0.8740 0.8831 1.0165 1.0176
(0.103) (0.106) (0.127) (0.128)
C: Edad (std) # antigüedad de la unión (std) 1.0644 1.0621 1.0623
(0.081) (0.080) (0.080)
M: Deseos de (más) hijos 4.1135*** 4.1126***
(0.502) (0.502)
Observaciones 2 611 2 611 2 611 2 611 2 611 2 611 2 611 2 611
R2 McFadden 0.274 0.285 0.326 0.327 0.295 0.305 0.348 0.348
R2 McFadden ajustado 0.267 0.277 0.318 0.318 0.288 0.296 0.339 0.339
R2 Nagelkerke 0.299 0.310 0.346 0.346 0.294 0.303 0.338 0.338
R2 Cragg-Uhle 0.411 0.426 0.475 0.476 0.424 0.436 0.487 0.487
Devianza 2 466.9 2 427.9 2 287.7 2 285.6 2 178.3 2 147.8 2 012.8 2 012.7
Logartimo-verosimilitud -1 233.4 -1 213.9 -1 143.8 -1 142.8 -1 089.2 -1 073.9 -1 006.4 -1 006.4

Coeficientes potenciados.

* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.001.

M: mujer; C: cónyuge; std: valores estandarizados.

Fuente: ENNViH, 2002.

Cuadro A.2 Modelo logístico multinomial para la probabilidad de concordancia/discrepancia en el interior del núcleo conyugal acerca de los deseos de (más) hijos 

Discrepan e˖/(ee) Ambos desean (más) hijos e˖/(ee) Ambos no desean (más) hijos e˖/(ee)
Diferencia de edad (std) 1.0174 1.0152 1.0000
(0.055) (0.075) (.)
Duración de la unión (std) 0.6941*** 0.2912*** 1.0000
(0.051) (0.033) (.)
M: Edad (std) 0.9805 0.9416 1.0000
(0.125) (0.151) (.)
C: Edad (std) 0.7517** 0.6964** 1.0000
(0.096) (0.115) (.)
Residencia actual en entornos urbanos 1.1087 0.7645 1.0000
(0.147) (0.134) (.)
M: Residencia urbana a los 12 años 0.9016 0.8914 1.0000
(0.130) (0.168) (.)
C: Residencia urbana a los 12 años 0.7122** 0.6848* 1.0000
(0.106) (0.133) (.)
Acceso a servicios de salud 0.8740 0.9192 1.0000
(0.136) (0.189) (.)
Paridez (std) 0.3526*** 0.0896*** 1.0000
(0.044) (0.017) (.)
Paridez (std) # Paridez (std) 1.1572** 1.5873*** 1.0000
(0.056) (0.084) (.)
Sólo hijas 1.1747 1.7813** 1.0000
(0.195) (0.359) (.)
Sólo hijos 1.0067 1.4141* 1.0000
(0.150) (0.265) (.)
C: Otros hijos 0.8011 0.3856** 1.0000
(0.168) (0.119) (.)
M: Aborto/pérdida 1.2407 0.9251 1.0000
(0.167) (0.180) (.)
Observaciones 2 611
R2 McFadden 0.272
R2 McFadden ajustado 0.260
R2 Nagelkerke 0.412
R2 Cragg-Uhle 0.480
Devianza 3705.7
Logaritmo-verosimilitud -1 852.8

Coeficientes potenciados

* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.001

M: mujer; C: cónyuge; std: valores estandarizados.

Fuente: ENNViH, 2002.

Recibido: 22 de Agosto de 2017; Aprobado: 16 de Febrero de 2018

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