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I. Introducción
Este artículo indaga sobre la disolución del matrimonio en Chile, con el fin de generar medidas adecuadas para este fenómeno en el país actualmente. La disolución del matrimonio aparece como un tema relevante considerando las profundas transformaciones que durante los últimos 25 años se han experimentado en el ámbito familiar en el país. Estas transformaciones giran en torno a la pérdida de centralidad del matrimonio, al menos en su formato convencional; esto es, una unión de un hombre y una mujer, con hijos, en la que el hombre cumple el rol de proveedor y la mujer el del cuidado del hogar y los hijos. Entre los cambios experimentados se encuentran la disminución de las tasas de nupcialidad, el aumento de la convivencia y la prolongación de la soltería (Salinas, 2011), el aumento de los segundos matrimonios (INE, 2014) y el aumento del divorcio (Cox, 2011). Por cierto, estas trasformaciones no son exclusivas de Chile, sino que caracterizan el cambio familiar en América Latina y otras regiones del mundo, con variabilidad en la penetración de cada uno de estos cambios en diferentes sociedades (Quilodrán, 2011a).
En particular, el crecimiento del divorcio, o de forma más general, de la disolución de las uniones matrimoniales, ha generado mucha investigación a nivel internacional, tanto por sus posibles implicancias para la familia como institución y la socialización que en ella ocurre, como por sus consecuencias para el bienestar de niños y adultos. En Chile, esas preocupaciones ciertamente fueron parte de la discusión pública cuando se legisló acerca del divorcio, hace poco más de diez años, pero no han tenido un correlato similar en la investigación social. No contamos ni siquiera con medidas adecuadas y actualizadas sobre la magnitud del fenómeno, lo que es un primer paso necesario para entender mejor los desencadenantes de la disolución del matrimonio. Este trabajo busca contribuir a suplir esa falencia, estudiando la disolución matrimonial en el Chile actual desde un punto de vista cuantitativo. Más específicamente, se propone medir el riesgo de disolución del matrimonio, vía divorcio, separación de hecho permanente (esto es, rupturas matrimoniales que nunca se convierten en divorcios) o nulidad del contrato matrimonial. Para ello, se utilizan las fuentes de datos existentes y se realiza un análisis preliminar de las principales variables asociadas al riesgo de disolución del matrimonio.
La población en estudio, entonces, queda constituida solamente por los matrimonios legalmente constituidos. Esto implica dejar fuera los matrimonios celebrados únicamente bajo la ley religiosa y las uniones consensuales. Respecto de lo primero, señálese que la gran mayoría de los matrimonios en el país se celebran bajo la ley civil. Los datos de la encuesta utilizada en este estudio indican que sólo 1.3% de las personas casadas celebraron un matrimonio únicamente religioso. Esto tiene sentido debido a que el matrimonio religioso no tiene valor legal. De hecho, el matrimonio civil es obligatorio desde 1884, aunque la reforma en la Ley de Matrimonio Civil de 2004 introdujo el reconocimiento legal de efectos civiles al matrimonio celebrado en forma religiosa, lo que requiere que los celebrantes notifiquen y presenten testigos de su capacidad para celebrar el matrimonio ante el Registro Civil con anterioridad a la realización del matrimonio religioso y que antes de que hayan pasado ocho días de dicha celebración, ambos cónyuges lo inscriban personalmente en el Registro Civil, acreditando la celebración del matrimonio religioso y ratificando su consentimiento. Sin esto el matrimonio celebrado religiosamente no tiene ningún efecto civil (del Picó, 2009). Respecto de la exclusión de las uniones consensuales, hacerlo ciertamente deja de lado un tipo de uniones que ha venido creciendo de manera importante en Chile en los últimos veinte años, al igual que en el resto de América Latina (Quilodrán, 2011a y 2011b; Binstock, Cabella, Salinas y López-Colas, 2016), y cuya disolución ha sido totalmente omitida de la investigación social chilena. En parte ello se debe a la ausencia de datos oficiales que registren la disolución de uniones consensuales en Chile, como tampoco de su formación (sólo desde 2015 es posible registrar de manera voluntaria las uniones civiles como “pactos de uniones civiles”, pero es probable que una proporción minoritaria de uniones haya sido registrada a la fecha). La ausencia de registros oficiales de las uniones civiles, tanto de su constitución como de su disolución, es un problema frecuente del análisis en muchos países, que generalmente se soslaya utilizando encuestas que indaguen en las fechas en que las uniones consensuales fueron formadas y concluyen. En la encuesta que se utiliza en este estudio, el reporte de dichas fechas para las uniones consensuales tiene un nivel de respuesta muy alto, mucho más que para el matrimonio. Por esta razón, se decidió dejar fuera de la población de estudio a las uniones consensuales.
Los mecanismos de disolución del matrimonio que se incluyen son el divorcio, la separación de hecho permanente y la nulidad legal del contrato matrimonial. Se consideran los tres mecanismos juntos (como “disolución del matrimonio”) porque el tamaño de la muestra no permite hacer análisis por separado, más allá de constatar que la proporción de matrimonios se disuelve por cada uno de los mecanismos señalados.
II. Discusión bibliográfica
La investigación en torno a la disolución del matrimonio es de larga data a nivel internacional y las preguntas que en ella se plantean han alcanzado niveles de complejidad elevados tanto a nivel teórico como metodológico. Para fines de este estudio, sin embargo, interesa discutir en primer lugar un aspecto muy básico, esto es, cómo se mide adecuadamente el fenómeno. En segundo lugar, se expondrá lo que sabemos acerca del divorcio en Chile y luego se hará una breve síntesis de las variables que la comunidad científica considera como predictores del divorcio. La mayor parte de la literatura viene de Estados Unidos, pero cuando es posible se incluyen también hallazgos para Europa y América Latina, que probablemente sean un referente más próximo al caso chileno. Nótese que la investigación previa en torno a la disolución del matrimonio en América Latina es limitada, por lo que se hace referencia sistemática al caso mexicano y al uruguayo, que son los países que más han avanzado al respecto.
2.1. Medición de la disolución del matrimonio
Aunque los matrimonios pueden disolverse por separación o divorcio, las medidas de divorcio están mucho más formalizadas que las de separación. En gran parte, esto se debe a que las separaciones suelen no ser objeto de registro o lo son de manera menos sistemática que el divorcio, lo que hace difícil medirlas (Tumin, Han y Qian, 2015; Bramlett y Mosher, 2002). A ello se suma que la mayor parte de la investigación en esta área viene de Estados Unidos, donde las separaciones tienden a ser un fenómeno transitorio, que con relativa rapidez terminan en divorcio o reconciliación (Amato, 2010; Bramlett y Mosher, 2002).
Los dos indicadores más utilizados para medir el divorcio corresponden a una medida de periodo y una de cohorte, a saber, las tasas brutas de divorcio y los indicadores de riesgo de divorcio, respectivamente. La primera, que es la medida más común de divorcio, da cuenta del número de divorcios por mil personas en la población en un año y se construye a partir de datos administrativos. Esta medida tiene la ventaja de ser fácil de elaborar, ya que los organismos encargados de las estadísticas vitales generalmente reportan tanto el número de divorcios que se registran en un año como proyecciones del tamaño de la población. Con datos para un periodo de tiempo relativamente prolongado es posible observar tendencias. Además, si los datos están lo suficientemente desagregados, es posible calcular tasas ajustadas por edad, nivel educacional o número de matrimonios previos de los divorciados. Sin embargo, esta medida tiene importantes desventajas. El mayor problema es que está afectada por la estructura de edad de la población, de la que depende el tamaño de la población de adultos que se casan (Amato, 2010). Así, por ejemplo, en una población muy joven, en que poca gente tiene edad de casarse y por lo tanto la posibilidad de divorciarse, necesariamente la tasa bruta de divorcio será baja, aunque el divorcio sea un fenómeno frecuente entre los que están casados. Esto porque en esa población joven, la proporción de personas en edad adulta es menor. La tasa bruta de divorcio no considera como población de referencia a la población que de hecho está en riesgo de experimentar un divorcio (los casados), sino a toda la población. Así, desde una perspectiva sociodemográfica no se considera que la tasa bruta de divorcio sea un buen indicador de la probabilidad de que los matrimonios terminen en divorcio (Heaton, 2002).
Una mejor medida la constituye el índice coyuntural de divorcialidad (ICD), que se calcula con datos del periodo, pero que se interpreta como si correspondiera a una cohorte sintética, tal como la tasa global de fecundidad. Este índice también se calcula con base en datos administrativos sobre el número de divorcios registrados en un año según la duración del matrimonio, los que posteriormente se relacionan por cociente con la cohorte matrimonial de la que provienen. Estas cifras corresponden a tasas específicas de divorcio para cada duración de matrimonio, las que finalmente se suman para obtener el ICD, el cual se interpreta como el porcentaje de matrimonios que terminarían en divorcio si se mantuvieran estables las tasas de divorcio por duración del matrimonio observadas para el año en que se calcula el indicador (Cabella, 1998). Una evidente ventaja de este indicador es que se ajusta por duración del matrimonio y cohorte matrimonial. Sin embargo, no siempre están disponibles los datos anuales de divorcio por duración del matrimonio que se requieren para calcular el ICD. En particular en Chile, esta información no está disponible.
En cuanto a las medidas de cohorte, el indicador más utilizado es la probabilidad de que un matrimonio termine en divorcio después de determinado número de años. Se trata de un indicador de riesgo de divorcio, que deriva de la metodología de las tablas de vida. En su formato básico, la metodología requiere seguir a una cohorte de personas que se casan en un periodo determinado por un cierto número de años para estimar la proporción que se divorcia por cada año de duración del matrimonio, así como también la proporción que se ha divorciado después de, típicamente, 3, 5, 10 o 20 años. El porcentaje de matrimonios que ha terminado en divorcio en estos horizontes de tiempo equivale a la probabilidad acumulada de divorcio. Como el horizonte de tiempo en que se calculan dichas probabilidades es discreto -es decir, grandes unidades de tiempo (años) en vez de pequeñas unidades que se puedan considerar como un continuo, como meses, días o menos-, el riesgo de divorcio se mide con la probabilidad condicional de que un individuo experimente un evento (el divorcio, en este caso) en un año determinado, dado que no lo ha experimentado antes (Singer y Willett, 2003).1 Típicamente, se obtiene la información necesaria para calcular tablas de vida aplicadas al fenómeno de la disolución conyugal de encuestas retrospectivas. Con esta técnica es posible estimar adecuadamente la frecuencia con que ocurre la disolución de matrimonio en una población, porque se considera sólo a la población en riesgo de experimentar ese evento (los casados) y únicamente por el tiempo en que están en riesgo, periodo que se inicia en la fecha de su matrimonio y culmina en la fecha de la disolución. Es posible estimar además la duración media del matrimonio, ya sea para toda la población o para quienes experimentan el fin del mismo.
Aunque este tipo de medidas, como la probabilidad de que un matrimonio termine en divorcio y la duración media de la unión, son más complejas de obtener, dan mejor cuenta de la intensidad del divorcio en una población y generalmente son más fáciles de entender que las tasas brutas de divorcio (Amato, 2010). Así, por ejemplo, se estimaba que entre 2006 y 2010 la probabilidad de que un matrimonio termine en divorcio al cabo de 20 años en Estados Unidos era de 48% (Copen, Daniels, Vespa y Mosher, 2012). Algunos países de Europa del Norte incluso superan las tasas de Estados Unidos, mientras que los países de Europa del Sur tienen tasas más bajas (Kalmijn, 2007). Las medidas de este tipo disponibles para América Latina también muestran variabilidad. El riesgo de divorcio en México a principios del siglo XXI se estimaba en poco menos del 20% (Ojeda y González, 2008), mientras que en la capital de Uruguay, Montevideo, cerca de un tercio de los matrimonios terminaban en divorcio alrededor de 2005 (Cabella, 2010). El riesgo de divorcio también sería relativamente alto para los matrimonios en Cuba (García y Rojas, 2002).
Cuando se considera a América Latina en la discusión de la disolución del matrimonio es notorio que hablar solamente de divorcio no es suficiente. A diferencia de Estados Unidos, donde las separaciones son etapas transitorias, desde hace muchos años hay evidencia en la región de que las separaciones permanentes son la principal forma de disolver un matrimonio (Smith, Carrasco y McDonald, 1984; Quilodrán, 1985). De hecho, Ojeda y González (2008) estiman que entre el 60 y 70% de los matrimonios mexicanos que finalizan en ese país lo hacen vía separación y no divorcio. Otros autores indican que las proporciones de separaciones son al menos el doble de las de divorcio (Boyer y Quilodrán, 2011; Gómez 2011). Así, aunque las mediciones de la intensidad del divorcio generalmente muestran que ésta es baja en México, esa imagen es engañosa porque ignora el rol de las separaciones permanentes (Ojeda y González, 2008).
Teniendo en cuenta estos antecedentes, el estudio de la disolución del matrimonio en Chile debería hacerse a partir de indicadores de riesgo y que no sólo consideren el divorcio, sino también las separaciones permanentes como formas de poner fin voluntariamente a un matrimonio. Los datos que se requieren para elaborar estos indicadores son longitudinales, de los que en Chile no hay mucha disponibilidad, en particular en temas de la familia. Por eso, este artículo tiene como meta medir el riesgo de disolución del matrimonio, explorando la potencialidad de las fuentes de datos ya disponibles en el país. Se presenta a continuación una breve contextualización del caso en estudio.
2.2. El contexto chileno
2.2.1. Cambios sociales
El aumento de la disolución del matrimonio en Chile ocurre en un particular contexto de cambios demográficos, políticos, económicos y sociales. En relación a la primera dimensión, la caída de la fecundidad, que se inició a mitad de los sesenta, ha llevado al país a una tasa global de fecundidad que en 2015 alcanzó 1.76, con el consiguiente cambio en la estructura de edad de la población, cada vez más envejecida (INE, 2015). La proporción de niños que nacen fuera del matrimonio ha aumentado notablemente en las últimas décadas, pasando de 16% a mitad de los sesenta a 73% en el primer semestre de 2016 (Registro Civil y de Identificación, 2016). El matrimonio ha ido perdiendo centralidad como tipo de unión, aunque este cambio es más reciente en comparación con la caída de la fecundidad y el aumento de la proporción de niños que nacen fuera del matrimonio, pues se percibe con fuerza apenas desde la década de los noventa. La tasa bruta de nupcialidad, que se mantuvo en 9 por mil por buena parte del siglo XX, actualmente bordea 3 por mil. Paralelamente a la disminución del matrimonio ha aumentado la unión consensual y la proporción de personas que se mantienen solteras (Binstock, Cabella, Salinas y López-Colas, 2016). En 2015, la mitad de las mujeres de entre 20 y 44 años que vivían en pareja estaban en una unión libre y la otra mitad estaban casadas (Casen, 2015).
Respecto de la situación política y económica, el país recuperó el orden democrático en 1990, después de casi 20 años de dictadura militar, y ha gozado de una democracia estable desde entonces, aunque con un creciente descontento y desconfianza hacia el sistema político, que se observa también en el resto de Latinoamérica y en otros países del mundo, y que se manifiesta en el surgimiento de movimientos sociales como actores políticos relevantes. Económicamente, los últimos 25 años han sido de bastante desarrollo. En particular, el país mostró signos de alto crecimiento durante la década de los noventa, que en el nuevo milenio han aminorado un poco. De hecho, desde 2014 Chile atraviesa un ciclo de desaceleración económica por la disminución de la demanda en el sector minería, que, pese a la diversificación de la producción nacional, sigue siendo el centro del producto chileno (World Bank, 2016). En las últimas décadas, Chile ha sido capaz de salvaguardar la estabilidad fiscal, manteniendo la inflación y el desempleo relativamente controlados. El desarrollo económico se hace evidente en la reducción de la pobreza, que pasó de 38.6% en 1990 a 11.7% en 2015 (Casen, 1990; 2015), y en el crecimiento del PIB per cápita, que en 2014 alcanzó $ US 21 980. Esta cifra es, sin embargo, bastante más baja que el promedio de la OECD ($ US 41 035), organización a la que Chile ingresó en 2010 (World Bank, 2016). Persisten problemas que son compartidos con otros países de la región, como una marcada desigualdad en la distribución del ingreso, con el mayor coeficiente Gini de la OCDE, bordeando el 0.48 en 2014 (OCDE, 2016), la precarización del empleo, de la mano del aumento del trabajo por cuenta propia (INE, 2016) y la baja cobertura del sistema de pensiones (Comisión Asesora Presidencial sobre el Sistema de Pensiones, 2015).
Señálese también que las últimas décadas han sido escenario de una importante expansión de la educación. De acuerdo con datos de 2015, el 53% de la población de entre 25 y 29 años tiene estudios postsecundarios (completos o incompletos, universitarios o técnicos) y la escolaridad promedio en ese grupo de edad alcanza los 13.5 años (Casen, 2015). El empleo femenino ha crecido lentamente. Actualmente la participación femenina en la fuerza de trabajo es de 45% (INE, 2016), lo que está por debajo del promedio para América Latina y ciertamente del promedio de los países de la OECD (OCDE, 2016).
2.2.2. Cambios legales relevantes
Otras transformaciones relevantes a considerar en el ámbito social tienen que ver con cambios legales que afectan al ordenamiento familiar. Las modificaciones más relevantes en este sentido son un cambio en la ley de filiación (1998) que terminó con los privilegios de los hijos nacidos dentro del matrimonio y el cambio en la ley de matrimonio civil (2004) que hizo posible el divorcio. Más recientemente, en 2015, se creó la opción de los Pactos de Unión Civil, que en la práctica permiten que las personas en una unión consensual registren su vínculo y gocen de los mismos derechos legales que da el matrimonio, opción que está disponible para parejas de diferente o del mismo sexo.
Como se mencionó, apenas en 2004 se aprobó en Chile la modificación a la ley de matrimonio civil que legalizó el divorcio. Dicha ley entró en vigencia en 2005. La tardanza con que se legisló al respecto en Chile tuvo que ver con la oposición de sectores más conservadores a permitir el divorcio; aunque, como se detalla a continuación, no parece que este cambio legal haya sido el que debilita al matrimonio, como tampoco le ha quitado el carácter familista a la sociedad chilena, en términos de provisión de bienestar social, que todavía recae de manera importante en esta institución.
2.4. El divorcio en Chile
Hay muy poca investigación social en torno al divorcio en el país, particularmente desde una perspectiva cuantitativa. De hecho, regularmente ni siquiera se publica la medida más simple de divorcio, esto es, la tasa bruta de divorcio, pero es posible calcularla con el conteo anual de divorcios que el Registro Civil publica y estimaciones del tamaño de la población que el Instituto Nacional de Estadísticas pública. Esa información se resume en la Tabla 1, para el periodo 2006 a 2014, mostrando que después de un periodo de crecimiento importante hasta el 2009, la tasa bruta de divorcio ha disminuido, bordeando una tasa de 2.7 por mil habitantes para los últimos cuatro años en los que se cuenta con datos.
Tabla 1 Número de matrimonios y divorcios al año. Chile, 2006-2011
| 2006 | 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013 | 2014 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Divorcios | 10 119 | 16 049 | 22 441 | 53 555 | 51 531 | 47 222 | 48 571 | 48 272 | 47 253 |
| Tasa bruta divorcio | 0.620 | 0.972 | 1.345 | 3.173 | 3.019 | 2.737 | 2.784 | 2.738 | 2.652 |
Fuente: Estadísticas con enfoque de género, Registro Civil y de Identificación y Proyecciones de Población 2014, Instituto Nacional de Estadísticas.
El trabajo de Loreto Cox (2011) es probablemente la mejor excepción a la ausencia de investigación cuantitativa sobre el divorcio en Chile. En esta investigación se constata que, desde que existe la posibilidad legal de divorciarse, no hay un recrudecimiento de la disminución de las tasas de nupcialidad, sino todo lo contrario, se registra un leve aumento, que Cox propone puede explicarse en parte por la mayor realización de segundas nupcias. Pero, así como el matrimonio no disminuye desde la modificación de la ley de matrimonio civil, sí aumenta el divorcio, que la autora mide usando tasas brutas de divorcio, las que, como se mostró en la Tabla 1, van creciendo y se mantienen altas hasta 2009, año en que termina su análisis. Cox argumenta que dichas tasas encierran un problema de stock o demanda insatisfecha de más larga data. Un contingente importante de personas probablemente quería divorciarse antes del cambio en la ley de 2004 que permitió el divorcio, pero no podía hacerlo. Esto, dado que la manera legal de terminar con un matrimonio antes de 2004 en Chile era declararlo nulo, principalmente por incompetencia del oficial de registro civil (aduciendo que el domicilio de alguno de los dos cónyuges había sido mal registrado al celebrar el matrimonio). Para ello se requería común acuerdo entre los cónyuges y asumir el costo de un abogado que tramitara la nulidad, ya que las corporaciones de asistencia judicial -las entidades públicas a cargo de prestar asistencia legal a quienes no pueden costearla- no tramitaban nulidades por incompetencia del oficial de registro civil. Se generaba así un sesgo socioeconómico en la anulación del matrimonio, que Cox grafica relacionando el índice de desarrollo humano a nivel comunal (como proxy del nivel socioeconómico) con las tasas de nulidad al mismo nivel. Antes de 2004 “las tasas de nulidad eran, en promedio, cerca de ocho veces mayores en las comunas de mayor nivel socioeconómico (en comparación a las de menor nivel socioeconómico)” (Cox, 2011, p. 99). Entre 2004 y 2009 no hay diferencias significativas en las tasas de divorcio entre comunas de distinto nivel socioeconómico, lo que implicaría que el divorcio es más igualitario que las nulidades como forma de poner término a una unión matrimonial (las corporaciones de asistencia judicial sí tramitan divorcios). A diez años del cambio en la ley, podría esperarse que el efecto stock sea mucho menos importante o haya desparecido.
Cabe destacar que la ausencia de relación entre el nivel socioeconómico y la tasa de divorcio constatada por Cox resulta de una asociación a nivel agregado (comuna) y no individual. Esto es, que en 2009 no se registrara una relación entre las comunas con más o menos divorcios y su índice de desarrollo humano no implicara que las personas con mayor o menor nivel socioeconómico tuvieran la misma propensión a divorciarse.2 Más allá de esta relación a nivel agregado y en un momento en el tiempo bastante particular, considerando el problema del stock, no sabemos prácticamente nada respecto a la relación entre divorcio y nivel socioeconómico en Chile, como tampoco de su asociación con otras variables. La siguiente sección presenta una discusión de estos temas con base en la investigación internacional previa. Se presenta esta síntesis con el objetivo de utilizar el conocimiento acerca de los determinantes del divorcio como base para el análisis de la disolución del matrimonio, que se elaborará en este estudio.
2.3. Determinantes del divorcio
Una de las variables más discutidas en relación con los determinantes del divorcio es el nivel socioeconómico, medido a través de la educación y el empleo (y los ingresos que de ahí se derivan). La investigación en esta área parte de las ideas de Gary Becker (1981), que en su teoría económica sobre la familia sostenía que la educación femenina mejora las perspectivas de las mujeres en el mercado laboral y por lo tanto su independencia económica respecto a sus maridos. Las ganancias del matrimonio serían menores para las mujeres más educadas y con buenos empleos en comparación a las menos educadas y sin empleos o con empleos de mala calidad, por lo que se esperaría que el divorcio fuera más frecuente entre las mujeres del primer grupo, en lo que se conoce como hipótesis de independencia. La investigación empírica al respecto, sin embargo, ha contradicho esta hipótesis, particularmente en Estados Unidos. Así, respecto de la educación, en Estados Unidos el riesgo de divorcio es más bajo entre las personas con mayor educación y la brecha en el riesgo de divorcio entre las personas más y menos educadas ha ido creciendo en el tiempo (Martin, 2004). Respecto del empleo y el ingreso, se han estudiado más los de los hombres, concluyéndose que los hombres que comienzan sus matrimonios (o que tienen) con un nivel alto de ingreso tienden a tener uniones estables, dado que más recursos en el hogar llevan a un mejor estándar de vida y eso puede aliviar las tensiones maritales que se asocian a los problemas económicos (Lehrer, 2008). Para América Latina, se ha registrado en México evidencia a favor de la hipótesis de independencia, en tanto la educación y el empleo femenino se asocian a un mayor riesgo de divorcio (Ojeda y González, 2008; Pérez Amador, 2008), mientras que en Uruguay parece no haber grandes diferencias en el riesgo de divorcio según el nivel educacional, lo que podría dar cuenta de la extensión del fenómeno en todos los niveles socioeconómicos (Cabella, 2010).
Además del nivel socioeconómico, hay otras variables que se asocian al riesgo de divorcio y respecto de las cuales hay bastante consenso en la investigación previa. Estas variables incluyen la edad al matrimonio, la fecundidad prematrimonial, la existencia de hijos nacidos en el matrimonio, la existencia de matrimonios previos, la religión, la homogamia, la estructura familiar de origen y la raza (Lehrer, 2008). Aunque estas variables se asocian al divorcio, no se asume que son causas de divorcio. Así, el riesgo de divorcio es más bajo mientras mayor sea la edad al casarse (Lehrer, 2008; Cabella, 2010; Ojeda y González, 2008), pero se ha discutido hasta qué punto el efecto de la edad sobre el riesgo de divorcio es lineal. Básicamente, es posible que después de cierta edad el efecto sea positivo, si quienes se casan a una edad más avanzada, especialmente las mujeres, preocupadas por el reloj biológico, dejan de elegir al mejor compañero y se conforman con opciones menos óptimas, con lo que eventualmente el riesgo de divorcio aumenta a una mayor edad de inicio del matrimonio (Lehrer, 2008).
El divorcio es más probable si hubo una concepción o nacimiento pre-matrimonial y los hijos de uniones previas también se asocian a un mayor riesgo de divorcio (Ermisch, 2003; Lillard y Waite, 1993; Murphy, 1985; Waite y Lillard, 1991). Los hijos que nacen dentro del matrimonio, por el contrario, tienden a asociarse a un menor riesgo de divorcio (Cherlin, 2004; Lillard y Waite, 1993; Morgan et al., 1988).
El divorcio es más probable entre quienes han experimentado el divorcio de sus padres durante su infancia, o entre personas que por otras razones no hayan crecido junto a ambos padres biológicos, en lo que se conoce como familias no intactas. Esto tanto en Estados Unidos como en Europa, donde otra vez se dan diferencias en la magnitud de la asociación dependiendo del país (Wagner y Weiß, 2006). Haber experimentado el divorcio de los padres en la infancia no parece asociarse al riesgo de divorcio en Uruguay (Cabella, 2010).
Los segundos matrimonios (o de mayor orden) generalmente tienen mayor probabilidad de terminar en divorcio que las primeras nupcias (Teachman, 2002). En relación a la religión, en Estados Unidos el divorcio es menos probable entre los católicos y entre quienes, independientemente a su afiliación religiosa, se declararán más religiosos (Lehrer, 2008). En una línea similar, el riesgo de divorcio es mayor en México entre quienes sólo realizaron matrimonios civiles y no religiosos (Ojeda y González, 2008). El divorcio es menos probable entre parejas que son semejantes en edad, educación, religión o raza, lo que se conoce como homogamia. La homogamia haría que las personas compartan tradiciones, actitudes y culturas, lo que estabilizaría las uniones (Heaton, 2002).
Un tópico que ha generado bastante investigación en Estados Unidos en relación al divorcio son las diferencias por raza o etnia. El divorcio es menos probable entre los blancos y más probable entre la población afroamericana (Amato, 2010). La población latina en Estados Unidos tiene tasas comparables a la población blanca, pero hay diferencias importantes según el país de origen. Los puertorriqueños y cubanos tienen tasas de divorcio más altas que los mexicanos o las personas de origen centroamericano (Amato, 2010). Además, los latinos y los afroamericanos tienen una mayor tendencia a terminar sus matrimonios en separaciones permanentes y no en divorcio (Bramlett y Mosher, 2002).
III. Metodología
Fuente de datos
La realización de encuestas prospectivas que permitan seguir los eventos que ocurren en el curso de vida de las personas es reciente y escasa en Chile. Existen tres encuestas que potencialmente podrían utilizarse para medir el riesgo de disolución del matrimonio:
La Encuesta de Protección Social (EPS), la Encuesta Panel Casen y la Encuesta Longitudinal de Primera Infancia (ELPI). Las tres son encuestas de cobertura nacional, representativas a nivel regional y con muestras de gran tamaño. El estudio del divorcio, la separación o, más en general, del cambio familiar no es el objetivo de ninguna de estas tres encuestas. En la práctica ninguna de ellas puede utilizarse para calcular el riesgo de disolución del matrimonio, porque no incluyen la información necesaria para calcular el riesgo de disolución matrimonial (esto es, fecha de inicio y fin de cada matrimonio), y/o no distinguen entre matrimonio y uniones consensuales, con lo que es imposible saber si la fecha de inicio de la unión es fecha de inicio de un matrimonio o de una unión consensual (que no son objeto de estudio en esta investigación).
Existe, sin embargo, una encuesta retrospectiva realizada en 2015 que parece ser la mejor fuente de datos disponible para explorar el riesgo de disolución del matrimonio en Chile y es la que se utilizará en el presente estudio. Se trata de la Encuesta La Familia como Recurso de la Sociedad, realizada por el Instituto de Sociología de la Universidad Católica de Chile, que es representativa de la población urbana, residente en seis grandes centros urbanos del país (más de 100 000 habitantes),3 de entre 25 y 55 años de edad. El diseño muestral fue probabilístico, estratificado y multietápico. La encuesta distingue matrimonios de uniones consensuales e incluye un calendario conyugal completo, indagando en la fecha de inicio y término de cada unión (año). El rango de edad de la muestra es más favorable a la detección tanto de formación como de disolución de uniones que el de otras encuestas, que típicamente incluyen a mayores de 18 años. El tamaño de la muestra es de 1 765 individuos. Si se consideran los matrimonios de estos individuos, se obtienen 1 019 uniones. Para este estudio se excluye a los matrimonios que terminan en viudez, reduciéndose la muestra a 976 matrimonios.
Variables
La encuesta incluye una historia de todas las “uniones importantes” de los respondentes, definidas como aquellas en que la pareja vivió junta por seis meses o más, tuvieron un hijo juntos o que fueron importantes para el respondente por otra razón. Para cada pareja se averigua si vivieron juntos, en qué año empezaron a vivir juntos, si se casaron alguna vez, en qué año se casaron, si la unión terminó, en qué año terminó y cómo terminó (separación, divorcio, nulidad o muerte de la pareja). A partir de estos datos es posible entonces saber si una unión matrimonial ha concluido o no y cuál fue su duración, medida en años, duración que será la variable dependiente en estudio. Como siempre que se aplican técnicas de tablas de vida para estimar el riesgo de divorcio con datos de encuestas retrospectivas, que incluyen individuos de diferentes edades (de 25 a 55 años, en este caso), se presenta el problema de que no todos ellos han estado expuestos por igual cantidad de años al riesgo de disolución marital, considerando además que el evento matrimonio no tiene una fecha de inicio única, sino que varía de individuo a individuo. Esto implica que las cohortes más jóvenes ven “truncada” su historia marital antes que las cohortes más viejas. Así, hay una diferente representación de individuos de distintas cohortes en los años-persona que se usan para calcular la probabilidad de que un matrimonio se disuelva. La interpretación de los resultados debe hacerse con precaución, considerando esta desigual contribución de individuos en el cálculo de las probabilidades de disolución de la unión a las distintas duraciones de la unión (Ojeda y González, 2008). Este problema es menos importante en las primeras etapas del proceso; esto es, durante los primeros años de duración del matrimonio, a los que por lo general contribuyen individuos de todas las cohortes, pero cobra fuerza en las últimas etapas del proceso, cuando por lo general las estimaciones representan menos bien a toda la población en estudio y reflejan más la variabilidad muestral.
La encuesta también permite construir variables que típicamente se consideran determinantes del divorcio, a saber: la edad del respondente al iniciarse cada matrimonio, su religión, el nacimiento de hijos en común durante el matrimonio, la existencia de hijos anteriores al matrimonio de parte de la pareja, la homogamia educativa, la estructura familiar de origen del respondente y el nivel socioeconómico de origen. La homogamia educativa resulta de comparar el nivel educacional del respondente (primaria completa o incompleta, secundaria completa o incompleta, superior completa o incompleta) con la de su pareja, definiéndose como homogámicas las parejas que comparten un mismo nivel educacional. La estructura familiar de origen se mide con una variable dummy que identifica familias intactas, entendiéndose como aquellas en que el respondente vivió permanentemente junto a ambos padres hasta los 14 años (familias no intactas son las familias en que la madre o el padre no vivieron junto al respondente por seis meses o más hasta los 14 años). El nivel socioeconómico de origen se aproxima con el logro educativo del padre del entrevistado (primaria completa o incompleta, secundaria completa o incompleta, superior completa o incompleta). De acuerdo con la hipótesis de independencia, una mejor medida de nivel socioeconómico sería el logro educativo o el empleo del respondente medido de manera dinámica, es decir, una historia educacional y laboral que registrara la edad a la que el respondente alcanzó cada nivel educativo y se desempeñó en diferentes empleos, para poder compararlo con el evento de disolución del matrimonio. Ese tipo de información no está disponible en la encuesta. Sólo se cuenta con información sobre el nivel educacional y el empleo actual de los respondentes. Se optó por medir el nivel educacional en el origen del tiempo en observación. Podría suponerse que el nivel educacional actual fue alcanzado antes de iniciarse el matrimonio, y usar esa información como proxy de nivel socioeconómico, pero ese supuesto es discutible.4 Por eso, se utiliza el nivel educacional del padre del respondente como proxy de nivel socioeconómico de origen. Se controla además por el sexo del respondente, su etnia (medida por la autoidentificación de pertenencia a un pueblo indígena originario) y su edad.
La no repuesta de las preguntas acerca de la fecha de inicio y fin del matrimonio es de 51 y 60 casos, respectivamente, lo que, combinándolas, implica que no es posible calcular la duración del matrimonio en 97 casos (el 10% de la muestra). El tamaño de la muestra al excluir estos casos es de 879 matrimonios. La máxima duración de un matrimonio que se mantiene unido es de 41 años. Los matrimonios se siguen hasta que experimentan la disolución o hasta que quedan censurados, por un total de 15.824 años-persona. La censura ocurre cuando los matrimonios siguen unidos al momento de la encuesta, por lo que no es posible observar su fecha de disolución.
La no respuesta es inexistente para el sexo y la edad del respondente y relativamente baja para su religión (4), nivel educacional (5) y la existencia de hijos en común en el matrimonio (2), pero es más alta en la existencia de hijos de la pareja previos al matrimonio (12), la homogamia educativa (19) -por no respuesta al nivel educacional de la pareja-, la pertenencia étnica (22), el carácter intacto / no intacto de la estructura familiar de origen (48) y el nivel socioeconómico de origen (76). Se utilizó imputación múltiple para lidiar con esos valores perdidos. Específicamente, se realizó una estimación MICE (multiple imputation by chained equations) en Stata. Se incluyeron en el modelo de imputación todas las variables del modelo analítico sin casos perdidos. Se realizaron 10 imputaciones. Los estimadores que se presentan son el promedio de los estimadores obtenidos en las 10 bases de datos imputadas.
Estrategia analítica
El análisis considera dos etapas. En primer lugar, se usan técnicas de sobrevivencia para describir las uniones matrimoniales en estudio. Considerando las características de la muestra, la descripción se realiza según la cohorte de edad de los respondentes: de 25 a 34, 35 a 44 y 45 a 55 años. Se presentan los porcentajes de matrimonios aún unidos (sobrevivencia) después de 5, 10, 15, 20 y 41 años, y se caracterizan las uniones según los predictores de la disolución del matrimonio detalladas en la sección anterior. Luego se presenta un modelo de regresión de Cox para realizar el análisis multivariado de los determinantes del riesgo de disolución del matrimonio. Los modelos de riesgo, como el modelo de Cox, son apropiados cuando la variable dependiente es el tiempo que transcurre (duración) hasta que ocurra un evento (la disolución del matrimonio, en este caso) o cuando hay censura, es decir, cuando el evento aún no se ha observado al final del periodo de observación (Kiernan y Cherlin, 1999). Aunque la investigación inicial sobre disolución del matrimonio utilizó regresiones logísticas para modelar la probabilidad de disolución del matrimonio después de un cierto periodo, esta técnica tiene las desventajas de que la elección del periodo de tiempo en que se analiza la disolución es arbitraria y de no utilizar ninguna información sobre el momento en que ocurre la disolución en el periodo considerado. El modelo de Cox no tiene esas falencias y se ha demostrado que otorga un mejor ajuste a los datos y una mejor manera de testear hipótesis sobre el efecto de variables independientes (Lehrer, 1988). Se trata de una técnica ampliamente utilizada para estudiar la duración de las uniones de pareja (Kiernan y Cherlin, 1999). El modelo de Cox toma la siguiente forma funcional:
donde h(t) es el riesgo de disolución del matrimonio a cada duración t, λ 0 es una función de riesgo de base que no se especifica para cada año de duración del matrimonio t, función que se mueve hacia arriba o hacia abajo por un vector de covariables X, en un monto dado por β (el vector de coeficientes a estimar). El modelo Cox es fácil de estimar con datos como los que se utilizan en esta investigación y no hace ningún supuesto sobre la forma en que la función de riesgo de disolución del matrimonio de base varía en el tiempo (Teachman, 2002). Esto es, el modelo Cox es un modelo semiparamétrico que propone la existencia de una función de riesgo de base completamente general, cuya forma funcional en el tiempo no tiene ninguna restricción, a diferencia de los modelos paramétricos de riesgo, que ponen restricciones a la forma en que el riesgo varía en el tiempo (Singer y Willett, 2003). Dado el desconocimiento sobre la disolución del matrimonio en Chile, la no parametrización del riesgo en el tiempo es una ventaja del modelo Cox. El vector de covariables X incluye todos los predictores descritos en la sección de variables.5 La edad al matrimonio, y su cuadrado, se introducen centradas en la media (24.5 años). El matrimonio es un evento repetible, por lo que algunos individuos contribuyen con más de un matrimonio al análisis. El modelo que se presenta considera todos los matrimonios, sin distinguir su orden, aunque los primeros matrimonios constituyen la mayor parte de los contabilizados en la muestra (98%). Alternativamente, se estimó un modelo estratificado por el número de matrimonio, pero dado que los resultados eran similares a los que se obtienen con el modelo no estratificado que se presenta, se decidió incluir este modelo por simplicidad.6
IV. Resultados
Descripción de la muestra
El primer panel de la Tabla 2 da cuenta del porcentaje de matrimonios que se mantienen unidos después de 5, 10, 15, 20 y 41 años de iniciados. Su inverso es la probabilidad de disolución. Para el total de la muestra la probabilidad de disolución del matrimonio después de cinco años es de 9%, mientras que después de 20 años es de prácticamente 20%. Este riesgo sigue aumentando hasta los 41 años de matrimonio, alcanzando el 30%, aunque debe considerarse que, como después de tantos años quedan menos uniones en observación, esos resultados pueden reflejar más variabilidad muestral que corresponder a la tendencia intrínseca de los matrimonios chilenos a terminar en disolución. La mirada por cohorte sugiere que los matrimonios de las generaciones más jóvenes tienen un mayor riesgo de disolución.
Tabla 2 Descripción de la muestra (n=879 matrimonios)
| 25 a 34 | 35 a 44 | 45 a 55 | Total | |
|---|---|---|---|---|
| Porcentaje casado después de x años de matrimonio | ||||
| 5 | 86.2% | 90.0% | 92.2% | 91.0% |
| 10 | 85.1% | 80.9% | 87.8% | 85.5% |
| 15 | 83.4% | 79.4% | 83.5% | 81.9% |
| 20 | - | 78.6% | 80.1% | 79.1% |
| 41 | - | - | 71.0% | 70.4% |
| Esperanza de vida del matrimonio (duración promedio en años) | 5.9 | 13.7 | 22.8 | 18.0 |
| Hombres | 44.1% | 34.5% | 47.1% | 42.5% |
| Indígenas | 1.4% | 16.8% | 9.8% | 11.0% |
| Religión | ||||
| Católico | 59.4% | 66.6% | 66.6% | 65.7% |
| Evangélico | 25.2% | 22.0% | 12.3% | 17.1% |
| Indígenas | ||||
| Ateo, agnóstico, otra, ninguna | 15.4% | 11.4% | 21.2% | 17.2% |
| Educación del padre | ||||
| Primaria | 24.3% | 50.6% | 47.3% | 45.4% |
| Secundaria | 54.7% | 36.9% | 39.2% | 40.4% |
| Superior | 21.0% | 12.5% | 13.5% | 14.1% |
| Familia intacta de origen | 80.5% | 74.6% | 84.6% | 80.8% |
| Homogamia educativa | 80.1% | 65.7% | 55.8% | 62.2% |
| Edad al matrimonio | 22.3 | 24.2 | 23.7 | 23.7 |
| Tienen hijos en común | 84.8% | 94.5% | 92.5% | 92.2% |
| Pareja tenía hijos de unión anterior | 17.8% | 16.1% | 9.4% | 12.7% |
Fuente: Encuesta La Familia como Recurso de la Sociedad.
En cuanto a la duración media del matrimonio, la medida de tendencia central que más se recomienda para dar cuenta de la duración de los eventos es la mediana (Singer y Willett, 2003), pero como se constata en la Tabla 2, en esta muestra no se alcanza la mediana de sobrevivencia (50%) en ninguna de las cohortes en estudio. Como alternativa, se presenta uno de los elementos básicos de las tablas de vida, la esperanza de vida, que corresponde a la duración promedio de los matrimonios. Así, los matrimonios de la cohorte más joven de esta muestra duran en promedio seis años, mientras que los de la cohorte más vieja duran 23 años. Como se señaló, hay que leer con precaución estos datos, porque las cohortes más jóvenes no han tenido tanto tiempo para estar casados como las cohortes más viejas, pero aun así los datos sugieren una menor duración del matrimonio (por lo tanto, una mayor intensidad del divorcio) entre las cohortes más jóvenes.
Los demás paneles de la Tabla 2 dan cuenta de las características de la muestra, que tiene una mayor representación de mujeres que de hombres, con 11% de declaración de pertenencia a una etnia indígena y dos tercios de católicos. Casi la mitad de la muestra creció en hogares en que el padre había terminado la enseñanza primaria o menos (logro que mejora en la cohorte más joven) y la mayoría de las personas vivieron en familias intactas durante la infancia. En poco más de 60% de los casos los dos miembros de la pareja comparten un mismo nivel educacional, lo que es más frecuente en las cohortes más jóvenes. La mayoría de los matrimonios incluyeron el nacimiento de hijos y en alrededor de 13% de los matrimonios la pareja ya tenía hijos de una relación anterior, lo que otra vez es más frecuente entre las dos cohortes más jóvenes.
Para terminar esta descripción, cabe mencionar que en esta muestra el divorcio es más frecuente que la separación como modalidad de término de la unión. La Figura 1 muestra que casi el 60% de los matrimonios terminaron en divorcio.
Modelos multivariados
La Tabla 3 muestra los resultados del modelo de regresión de Cox para el riesgo de disolución del matrimonio. Los resultados indican que el riesgo de disolución matrimonial se relaciona significativamente con la afiliación religiosa, el origen socioeconómico, el nacimiento de hijos en común al matrimonio, la existencia de hijos de una unión previa de la pareja, la edad y la cohorte de nacimiento. Así, controlando por las demás variables en el modelo, el riesgo de disolución del matrimonio es más alto entre quienes no se identifican con una religión (o son agnósticos o se identifican con una religión que no sea la católica ni la evangélica) en comparación con los católicos. En particular, su riesgo de disolución del matrimonio es 50% más alto que el de los católicos. Los evangélicos no se diferencian de los católicos en cuanto al riesgo de disolución del matrimonio. Entre quienes iniciaron su matrimonio con una pareja que ya tenía hijos de una unión anterior, el riesgo de disolución del matrimonio es dos veces más alto que el de quienes se casaron con personas que no tenían hijos con anterioridad. Por el contrario, el riesgo de disolución es más bajo entre las parejas que tienen hijos juntos durante el matrimonio versus las que no tienen y entre los que pertenecen a cohortes más viejas.7
Tabla 3 Síntesis de los resultados de regresión de Cox para predecir el riesgo de disolución del matrimonio (razones de riesgo)
| Variables | Razón de riesgo | |||
|---|---|---|---|---|
| Hombre | 0.8002 | |||
| Indígena | 0.6017 | |||
| Religión (ref.=católico) | ||||
| Evangélico | 0.9771 | |||
| Ateo, agnóstico, otra, ninguna | 1.5003** | |||
| Nivel educacional padre (ref.=primaria) | ||||
| Secundaria | 1.2092 | |||
| Superior | 1.4352* | |||
| Familia intacta a los 14 años | 0.7575 | |||
| Hijos en el matrimonio | 0.3964*** | |||
| Hijos uniones previas pareja | 2.0807*** | |||
| Homogamia educativa | 0.8080 | |||
| Edad al matrimonio | 0.9747* | |||
| Edad al matrimonio 2 | 0.9995 | |||
| Cohorte (ref.=25-34) | ||||
| 35 a 44 | 0.6010* | |||
| 45 a 55 | 0.5492** | |||
| n (matrimonios) | 879 | |||
| Test F | 3.92*** |
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01.
Fuente: Encuesta La Familia como Recurso de la Sociedad. Datos no ponderados.
En relación al nivel socioeconómico de origen y el riesgo de disolución del matrimonio, los resultados indican que el riesgo es más alto entre individuos cuyos padres tenían estudios superiores, en comparación con individuos cuyos padres tenían estudios primarios. Algo similar ocurre con la edad al inicio del matrimonio, que tiene un efecto negativo sobre el riesgo de disolución matrimonial, pero el efecto es pequeño en magnitud y no resulta significativo en su especificación cuadrática.
Las relaciones anteriores van en la línea de lo que la literatura internacional ha constado al estudiar el riesgo de divorcio. Estos resultados sugieren que el nivel socioeconómico de origen, aproximado en estos modelos por el nivel educacional del padre del respondente, tiene una relación con el riesgo de disolución del matrimonio que va en la línea de la hipótesis de independencia, esto es, el riesgo es mayor entre las personas con más recursos en comparación a las que crecieron en hogares más vulnerables socioeconómicamente. El riesgo de disolución matrimonial de quienes crecieron en un hogar de nivel socioeconómico medio no se diferencia del riesgo de quienes crecieron en los hogares más vulnerables en estos datos. Cabe señalar que el resultado no es muy robusto, pues no se mantiene si se consideran sólo los primeros matrimonios ni tampoco bajo otras especificaciones.8 Sin embargo, estos resultados sugieren que, a diferencia de lo que proponía Cox con datos más antiguos y a nivel agregado en el caso de Chile, el nivel socioeconómico es un determinante del riesgo de disolución matrimonial, que sería más alto entre personas con una posición más acomodada. La ausencia de relación entre nivel socioeconómico y disolución del matrimonio puede haber sido sólo efecto del stock acumulado de personas que querían divorciarse, pero no podían hacerlo. Ya que han pasado algunos años y ese stock deja de estar presente en los datos, la disolución del matrimonio chileno no parece ser igualitaria, sino más alta entre los grupos de mejor nivel socioeconómico. Este resultado estaría en la línea de lo que se ha reportado para México. Cabe volver a señalar, sin embargo, que la medida utilizada para el nivel socioeconómico no es la óptima y que, más en la línea de la hipótesis de independencia, debería testearse la relación entre riesgo de disolución del matrimonio y una medida dinámica del logro educativo o el empleo o bien una medida que registre el logro educativo o el empleo al inicio del matrimonio, información que no estaba disponible en los datos utilizados.
V. Comentarios finales
Este estudio exploró las posibilidades de obtener un indicador del riesgo de divorcio con datos ya existentes en Chile. Ninguna de las grandes encuestas longitudinales que se han aplicado en el país, con representatividad nacional, permite hacerlo, pero una pequeña encuesta aplicada en 2015 sí lo permite. Se trata, sin embargo, de una muestra pequeña y de una medición representativa sólo de la población de grandes ciudades. Las preguntas fundamentales para medir el riesgo de disolución del matrimonio, esto es, fecha de inicio y término, funcionaron relativamente bien en dicha encuesta, pero es posible detectar un nivel no despreciable de no respuesta para ambas. En futuras mediciones, con el objetivo de obtener una mejor calidad de respuesta, deberían incluirse estrategias para mejorar esa no respuesta, por ejemplo, el uso de dispositivos de ayuda visual o de técnicas de calendario mediante dispositivos electrónicos.
Con base en estos datos, se ha estimado que el riesgo de disolución del matrimonio después de 20 años es de 20%, y que está asociado a algunas de las variables que la investigación internacional ha considerado determinantes del divorcio: la afiliación religiosa, el nacimiento de hijos en común a la unión, la existencia de hijos de una unión previa de la pareja y la cohorte de nacimiento.
En el contexto latinoamericano, al comparar el riesgo de disolución del matrimonio después de 20 años en Chile con el de México a principios de siglo, ambos son del orden de 20%. Sin embargo, el indicador para México se limita a divorcios, mientras que el chileno agrega separaciones permanentes y nulidades. Por lo tanto, la intensidad de la disolución de los matrimonios parece ser menor en Chile que en México. Otra diferencia con el caso mexicano es que en Chile actualmente el divorcio, y no la separación permanente, parece ser el principal mecanismo de salida del matrimonio. La comparación con Uruguay también indicaría que el riesgo de disolución del matrimonio en Chile es más bajo que en Uruguay. También a diferencia de Uruguay, hay alguna evidencia de que la disolución del matrimonio es más probable en los segmentos más acomodados socioeconómicamente. Cabe destacar que en el pasado, también en Uruguay, se daba esta relación entre nivel socioeconómico y riesgo de disolución matrimonial, a favor de la hipótesis de independencia (Bucheli y Vigna, 2105), pero que, a medida que el divorcio se extendió en la sociedad uruguaya, la relación dejó de ser significativa. Así, puede ser que en los próximos años, a medida que no se constate una asociación entre riesgo de disolución matrimonial y nivel socioeconómico en Chile, se evidencie no sólo si el divorcio sigue expandiéndose en la sociedad -como sugieren los indicadores de intensidad de la disolución matrimonial en la cohorte más joven-, sino también si sigue creciendo el logro educativo y la participación laboral femenina, patrones que deberían continuar en los próximos años.
