SciELO - Scientific Electronic Library Online

 
vol.16 número66PresentaciónPadres solteros de la Ciudad de México: Un estudio de género índice de autoresíndice de assuntospesquisa de artigos
Home Pagelista alfabética de periódicos  

Serviços Personalizados

artigo

Indicadores

Links relacionados

  • Não possue artigos similaresSimilares em SciELO

Compartilhar


Papeles de población

versão impressa ISSN 1405-7425

Pap. poblac vol.16 no.66 Toluca out./dez. 2010

 

La enumeración de la soltería femenina en los censos de población: sesgo y propuesta de corrección

 

The numbering of feminine singleness in population censuses: bias and correction proposal

 

Albert Esteve*, Joan García** y Robert Mccaa***

 

* Centro de Estudios Demográficos. Correo electrónico: aesteve@ced.uab.es

** WORLDFAM. Correo electrónico: jgarcia@ced.uab.es

*** Universidad de Minnesota. Correo electrónico: rmccaa@umn.edu

 

Este artículo fue
recibido el 29 de octubre de 2010
aprobado el 5 de octubre de 2010.

 

Resumen

Se investiga el efecto que la disolución de las uniones consensúales tiene en los niveles de soltería que proporcionan los censos de población, niveles derivados de la variable 'estado civil'. Para ello comparamos los datos censales con los de las encuestas de demografía y salud (EDS) en aquellos países y años para los que disponemos de ambas fuentes en el mismo año o años adyacentes (Bolivia, Brasil, Colombia y Perú). Los resultados muestran claramente que las proporciones de 'nunca unidas' derivadas de la variable censal 'estado civil' son sistemáticamente más elevadas que las estimadas a partir de las EDS. La razón de esta sobreestimación obedece al hecho de que personas que estuvieron en unión libre en el pasado se declaran solteras en el momento del censo. La elevada proporción de mujeres solteras que tienen hijos, según el censo, es una prueba de ello y, a su vez, una solución efectiva para corregir el sesgo.

Palabras clave: unión consensual, pareja, matrimonio, soltera con hijos, Bolivia, Brasil, Colombia y Perú.

 

Abstract

This paper investigates the effect of the dissolution of consensual unions on the observed levels of women singleness as estimated from the marital status variable in Latin American population censuses. We compare census data with data from Demographic and Health Surveys (DHS) for those countries and years where both sources are available (Bolivia, Brazil, Colombia, and Peru). Results show that the proportions of single women based on the census 'marital status' variable are systematically higher than those estimated from DHS. This overestimation is due to individuals formerly in consensual unions declaring themselves as singles at the time of the census. The large proportion of single women who have children is strong evidence of this and at the same time it appears to be a valid and practical option to correct the bias.

Key words: consensual union, partner, marriage, single female with children, Bolivia, Brazil, Colombia and Peru.

 

Introducción

La publicación reciente de microdatos censales armonizados de América Latina ha abierto nuevas oportunidades para la investigación comparativa en esta región. Las muestras de microdatos tienen una densidad muestral y cobertura geográfica sin parangón en el resto de las fuentes estadísticas. En América Latina, y gracias a la estrecha colaboración entre los institutos nacionales de estadística y el Centro Latinoamericano y Caribeño de Demografía (Celade), se han preservado los microdatos censales de las rondas de los años 1960 a 2000, provenientes de la mayoría de países de la región. Estos microdatos han sido armonizados por el proyecto IPUMS y puestos a disposición de la comunidad científica internacional sin costo alguno (McCaa et al., 2005).

Sin embargo, cuando los censos de población se comparan con otras fuentes estadísticas, el escaso detalle conceptual e información retrospectiva que proporcionan puede reducir su atractivo. Las encuestas de demografía y salud (EDS), también presentes en un buen número de países de la región, proporcionan cuantiosa información retrospectiva sobre las trayectorias de pareja y reproductiva de las mujeres de entre 15 y 49 años (Castro Martín, 2003), información de la que no disponen los censos.

Uno de los aspectos en los que la parquedad de la información censal se manifiesta claramente es en la estimación de las proporciones de soltería por edad, a partir de las cuales es posible estimar indicadores indirectos de intensidad y calendario nupcial (Hajnal, 1965; Fussell y Palloni, 2004). En las aproximaciones clásicas, la estimación de la soltería se ha hecho sobre la base de la variable 'estado civil' o 'conyugal', distinguiendo a los 'solteros' de los 'alguna vez casados' (casados, separados/divorciados y viudos). En buena lógica, cuando no hay cohabitación fuera del matrimonio, la variable estado civil distingue correctamente entre los solteros y alguna vez casados. La duda surge en aquellas sociedades donde la cohabitación fuera del matrimonio o unión libre es una práctica común. El problema se origina porque las categorías de 'estado conyugal' y 'estado civil' no son mutuamente excluyentes. Una persona puede estar o haber estado en pareja en una relación de larga duración y ser soltera. El efecto que la disolución de este tipo de uniones puede tener sobre los niveles de soltería ha sido poco investigado (De Vos, 1999). En comparación con otras regiones del mundo, el sistema nupcial en América Latina se caracteriza por su naturaleza dual, que combina tanto matrimonios como uniones libres (Castro Martín, 2001; Quilodrán, 1999). Estas últimas sobre todo están presentes tradicionalmente en los estratos más desfavorecidos de la sociedad (Rodríguez Vignoli, 2005). En décadas recientes, la cohabitación no matrimonial ha crecido de forma notable en la práctica totalidad de países en América Latina y la mayoría de estratos sociales (Quilodrán, 2006).

En este contexto, esta investigación tiene como objetivo estudiar el efecto que la disolución de las uniones consensuales tiene en los niveles de soltería que proporcionan los censos de población, niveles derivados de la variable estado civil. Para ello comparamos los datos censales con los de las encuestas de demografía y salud (EDS) en aquellos países y años para los que disponemos de ambas fuentes. La comparación se hace en tres fases. En primer lugar examinamos las definiciones, instrucciones y preguntas relacionadas con la variable estado civil y trayectoria conyugal, tanto en el censo como en la EDS. En segundo lugar, diseñamos una clasificación homogénea para las dos fuentes y comparamos las respectivas distribuciones. Para esta clasificación utilizamos también el número de hijos nacidos según residan en el mismo hogar que la madre o no. Finalmente, estimamos las diferencias relativas entre el censo y la EDS por edad y nivel de instrucción para Brasil, 1991, y Colombia, 2005, los dos únicos países que tienen las dos fuentes en un mismo año. El estudio se limita a la población femenina de entre 15 y 49 años. Esta selección se basa en dos razones. Por un lado, la información que las EDS ofrecen sobre los hombres es muy limitada. Por otro, dado que las madres tienen una probabilidad más elevada que los padres de convivir con sus hijos tras una ruptura conyugal, la propuesta de usar el número de hijos en el hogar para corregir el sesgo en la enumeración de la soltería será más eficiente entre las mujeres que entre los hombres.

 

Censos y encuestas en América Latina

El cuadro 1 muestra la disponibilidad de microdatos censales y de EDS para los países de América Latina. Los microdatos censales están disponibles en 24 países y las EDS en 15. Coinciden ambas fuentes en 13 países. Los ficheros de microdatos se pueden obtener a través del portal de IPUMS Internacional (http://www.ipums.org/) y de Macro International (http://www.measureEDS.com/), respectivamente. En ambos casos se trata de datos armonizados en cuanto a su formato y diseño de variables. Las muestras censales tienen una armonización post–facto, realizada a partir de los microdatos originales. Esto implica el diseño de variables que garanticen un nivel mínimo de comparación entre todos los países, sin perder las especificidades de cada uno de los censos. IPUMS adopta una clasificación basada en múltiples dígitos. El primer dígito es comparable entre países y el resto se utiliza para captar la especificidad de cada muestra (Esteve y Sobek, 2003). La similitud de los cuestionarios censales de América Latina ha facilitado la armonización e integración de los microdatos de la región (McCaa et al., 2005).

Actualmente, IPUMS distribuye información de 14 países latinoamericanos con un total de 110.8 millones de casos y 26.8 millones de hogares. En los próximos años, el número de países se ampliará hasta alcanzar los 24 con la incorporación de El Salvador, Guatemala, Haití, Honduras, Jamaica, Nicaragua, Paraguay, República Dominicana, Surinam y Uruguay. La densidad muestral de las bases de microdatos oscila entre dos y diez por ciento, según el censo. La posibilidad de desagregar territorialmente la información o de estudiar poblaciones o colectivos minoritarios son dos de las ventajas que el investigador obtiene al utilizar los microdatos censales. Sin embargo, el contenido conceptual de los censos es limitado en comparación con otras fuentes. Los censos se interesan por cuestiones de tipo general, relacionadas con las características demográficas del individuo, lugar de residencia, relación con la actividad económica, educación, migración y características del hogar y la vivienda (United Nations, 2008). Además, la información retrospectiva que ofrecen los censos es escasa y básicamente se limita a la experiencia migratoria de los individuos (por ejemplo, lugar de residencia cinco años antes del censo).

Las EDS no requieren un proceso de armonización posterior, puesto que parten de un cuestionario único con ligeras variaciones en función del país y del año en que se realiza la encuesta. La densidad muestral es significativamente menor a la de las muestras de microdatos censales, y las posibilidades para la desagregación territorial, mucho menores. El cuestionario de la EDS contiene una batería importante de preguntas de carácter retrospectivo relacionadas con la trayectoria de pareja y reproductiva de las mujeres. La encuesta está orientada a las mujeres de 15 a 49 años de edad. En algunas ediciones se han añadido módulos para los hombres en el hogar (Bolivia, 1998 y 2003; República Dominicana, 1996, 1999, 2002 y 2007). Las primeras ediciones de la EDS en América Latina se remontan a mediados de la década de 1980 (por ejemplo, El Salvador, en 1985; Colombia, Brasil, Perú y República Dominicana, en 1986) y las más recientes llegan hasta nuestros días (ej. Colombia y Perú, 2009; Bolivia, 2008, y República Dominicana, 2007). Las series temporales de la EDS son muy desiguales en función del país. Cuando ha habido una cierta continuidad, la periodicidad está alrededor de cinco años.

De los 13 países que tienen microdatos censales en IPUMS y EDS, sólo en cuatro tenemos datos cercanos en el tiempo. Estos países son Brasil, Colombia, Bolivia y Perú. Sólo en los dos primeros países el censo y la encuesta coincidieron en el mismo año: Brasil, 1991, y Colombia, 2005.

 

La medición de la soltería en censos y encuestas

Los datos que proceden de fuentes de tipo transversal con escasa información retrospectiva ofrecen pocas posibilidades para conocer la trayectoria conyugal de las personas más allá de la que se pueda deducir de su estado civil actual. Según esta variable, una persona puede estar soltera, casada, divorciada, separada o viuda. Las tres últimas categorías indican que aquella persona estuvo alguna vez casada aunque en el momento de la encuesta o del censo no lo esté. Por definición, las personas que están solteras nunca se han unido en matrimonio aunque pueden estar o haber estado en unión consensual. Censos y encuestas ofrecen distintas alternativas para identificar los solteros que cohabitan en unión libre. Cuando la unión libre no es una opción del estado conyugal/civil de los individuos, la relación con la persona principal es la variable que mejor las identifica. Ésta informa de las relaciones de parentesco que existen entre los miembros del hogar. Una persona declarada soltera emparejada con otro miembro del hogar se supone que está cohabitando en unión libre.

En América Latina, región en la que la unión libre ha cohabitado con el matrimonio desde tiempos coloniales, no es necesario recurrir a la relación con la principal para identificar a los solteros que están unidos. La variable estado civil abarca el estado conyugal. En 21 de las 23 muestras resumidas en el cuadro 2, la pregunta sobre estado civil/conyugal distingue entre matrimonio y unión libre.

Un repaso a las definiciones que adoptaron los censos de Bolivia 1992, Colombia 1991, Brasil 1991 y Perú 1992 permite ilustrar este punto (véase Cuadro 3). En los tres casos se incluye al 'conviviente' que no ha contraído matrimonio civil o religioso como una de las opciones referidas al estado conyugal de las personas. El cuadro 3 muestra las definiciones publicadas en el manual de instrucciones de los respectivos censos. Con ligeras variaciones, esta definición es compartida en una importante proporción de los censos de la región (cuadro 2).

Las definiciones censales también pueden prever que las personas no unidas en el momento del censo pero que estuvieron en unión libre en el pasado tengan cabida entre los separados o los viudos, igual que ocurre con las personas alguna vez casadas. La definición 'separado o divorciado' de Bolivia 1992 es muy ilustrativa: 'Persona separada es aquélla que habiendo contraído matrimonio legal o no vive actualmente en ese estado por haberse separado de hecho'.

El mismo concepto aplica para las personas viudas: 'Persona que habiendo estado casada o unida haya perdido su cónyuge por fallecimiento y que en el momento del censo no se ha vuelto a casar ni vive en unión libre'.

Sin embargo, en otros censos se aplica esta distinción exclusivamente a los casados. Si las definiciones censales no hubieran contemplado la posibilidad de declararse separado o viudo en caso de provenir de una unión libre, el censo estaría captando única y exclusivamente la situación legal o de derecho de las personas. En consecuencia, los elevados índices de soltería que presentan los censos no deberían atribuirse a un problema de sobreestimación, sino a una cuestión conceptual.

En el cuestionario censal, el entrevistado debe optar por una de las siguientes opciones: soltero, casado, en unión libre, divorciado, separado o viudo. Sin la ayuda de un agente censal o de las instrucciones, el entrevistado desconoce la definición de cada uno de estos conceptos. ¿Se declara separada o viuda la persona que ha estado en unión libre en el pasado y en el momento de la unión no está en unión? ¿O se declara soltera? Siguiendo la lógica de las definiciones examinadas, y asumiendo que el entrevistado es consciente de ellas, el investigador debe tomar en cuenta que las personas solteras nunca se han casado ni vivido en unión libre. Para investigar si este supuesto es correcto, recurrimos a la EDS.

La EDS no pregunta directamente por el estado civil de las personas, como lo hacen los censos de población. La variable se construye a partir de las siguientes preguntas:

¿Está usted actualmente casada o viviendo junto con un hombre como si estuviera casada? ¿Ha estado casada o viviendo junto con un hombre como si estuviera casada... ? ¿Cuál es su estado civil actual: viuda, divorciada, casada? (preguntas 601, 602 y 603 del cuestionario individual).

El cuadro 3 reproduce las preguntas con sus opciones de respuesta como aparecen en los cuestionarios de las fases I y II, por un lado, y las III y IV, por otro. La pregunta sobre si la persona (mujer de 15 a 49 años) ha estado alguna vez casada o viviendo con un hombre es clave para este ejercicio. Desafortunadamente, la EDS no proporciona la respuesta directa a estas preguntas, sino que las combina en una sola variable. Esto tiene algunas limitaciones importantes para este estudio, como por ejemplo, que no es posible identificar las personas alguna vez unidas en función de si estuvieron casadas o en unión libre. Sin embargo, al existir una pregunta directa en el cuestionario, asumimos que los niveles de soltería en la EDS serán más próximos a los reales. La variable construida por las EDS contiene las siguientes categorías: 0, Nunca casada/en unión; 1, Casada; 2, Viven juntos; 3, Viuda; 4, Divorciada; 5, Separada.

 

Propuesta de comparación

Debido a las diferencias en el universo poblacional de los censos y de las EDS, la comparación de los niveles de soltería se hará sólo para las mujeres de entre 15 y 49 años, las únicas edades que están presentes en ambas fuentes. Para estas edades hemos creado una clasificación del estado civil/conyugal de las mujeres, basada en las siguientes categorías (véase cuadro 4) y subcategorías. La primera división distingue a las mujeres 'nunca unidas' de las 'alguna vez unidas'. La categoría 'nunca unidas' está formada por mujeres solteras que no están en unión libre (siguiendo la definición de los censos). Dentro de este grupo, distinguimos las solteras que tienen hijos de las que no los tienen. Y entre las que tienen hijos, distinguimos si residen o no en el mismo hogar. La información relativa a los hijos proviene de las variables 'hijos nacidos vivos', 'hijos en el hogar' y 'relación entre los miembros del hogar'.

La razón por la cual hemos considerado la existencia de hijos se justifica por la posibilidad de identificar indirectamente, a través de esta variable, mujeres que hubieran estado en unión en el pasado pero que en el momento del censo se declaraban solteras. Si bien es cierto que hay mujeres que han tenido hijos sin haber entrado en una relación de pareja estable anteriormente, también lo es que hay mujeres que se declaran solteras que pueden haber tenido hijos de relaciones de pareja estables. Por este razonamiento esperamos que las diferencias entre el censo y la EDS sean menores cuando se comparen los niveles de soltería basados en las solteras sin hijos.

La segunda categoría agrupa a las 'alguna vez unidas'. En ella se distinguen las que están en unión (casadas o en unión libre) y las que no están en unión.

El cuadro 4 muestra la distribución de las mujeres de 15 a 49 años, según su situación de pareja, en los países seleccionados. También incluye otras variables que aportan información sobre las características de las muestras (tamaño muestral, distribución por edad, nivel de instrucción y rural/urbano) y que permiten comprobar las diferencias entre ambas fuentes. Los datos de la tabla 3 son agregados y, en consecuencia, es difícil extraer conclusiones de los mismos. En primer lugar, como para cada país los datos de las distintas fuentes no fueron tomados necesariamente en el mismo año, las diferencias pueden atribuirse a diferencias en el tiempo. En segundo lugar, las muestras pueden tener una composición distinta. A pesar de estas limitaciones, destacan los siguientes aspectos. Los niveles de cohabitación no matrimonial han aumentando en todos los países aunque sigue habiendo diferencias entre ellos. Brasil presenta el nivel más bajo de unión libre, un dato a tener en cuenta a la hora de valorar el sesgo que la disolución de las uniones consensuales puede generar en los niveles de soltería. Donde las uniones libres sean más comunes, los problemas de registro serán mayores.

La proporción de mujeres 'solteras' es sistemáticamente más elevada en los censos que la proporción de las 'nunca unidas' en las encuestas. Basta con comparar los datos del censo y la EDS en dos años cercanos en el tiempo. En Bolivia, por ejemplo, 39.2 por ciento de las mujeres entre 15 y 49 años son actualmente 'solteras', según el censo de 2001. El porcentaje de 'nunca unidas' para este mismo país, según la EDS de 2003, es de 32.1 por ciento, y el de 1998, de 33.3 por ciento. Dentro de las 'nunca unidas', las diferencias más importantes se observan para las 'solteras con hijos'. En todos los casos, la proporción de mujeres 'solteras con hijos' es más elevada en el censo que en la EDS. Por ejemplo, según el censo de Colombia de 2005, 11.5 por ciento de las mujeres entre 15 y 49 años eran solteras y tenían hijos. El porcentaje se reduce prácticamente a la mitad (5.9 por ciento) con los datos de la EDS del mismo año.

Entre las mujeres 'alguna vez unidas', las discrepancias más importantes entre el censo y la EDS se observan en las mujeres que no estaban en unión en el momento del censo o de la encuesta, es decir, entre las separadas, divorciadas y viudas.

Al contrario de lo que sucede con la soltería, los niveles de 'alguna vez unidas' que no están en unión son sistemáticamente más bajos en el censo que en la EDS. Según el censo de Colombia de 2005, sólo 8.1 por ciento de las mujeres son separadas, divorciadas o viudas, mientras que para el mismo año, la EDS da un porcentaje de 14.5 por ciento.

 

Niveles de soltería por edad

La figura 1 muestra las proporciones de mujeres solteras por grupos quinquenales de edad según distintas ediciones del censo y la EDS en cada uno de los países seleccionados. La proporción representada incluye mujeres solteras, con y sin hijos. Las proporciones de soltería en el censo son superiores a las de la EDS. Las diferencias aumentan ligeramente con la edad. El hecho de que los niveles de soltería del censo se sitúen por encima de los niveles de la EDS en todos los años sugiere claramente que los censos sobreestiman esta cifra.

La proporción de solteras por edad no varía significativamente en el tiempo cuando se observan únicamente los datos de la EDS. Esta pauta se reproduce en los cuatro países observados y es coherente con la estabilidad de los regímenes nupciales que los expertos han observado para América Latina (Fussell y Palloni, 2004). En cambio, según el censo, los niveles de soltería han aumentado prácticamente en todas las edades, especialmente en Brasil y Colombia. Esta diferencia en el comportamiento temporal de los datos de la EDS y del censo es coherente con la sospecha de que los censos sobreestiman los niveles de soltería debido a la incapacidad de captar las uniones libres que se disuelven. Ante la expansión de la unión libre en América Latina, es lógico esperar que la sobreestimación de la soltería haya crecido en el tiempo.

Si aumentan las uniones consensúales, también aumenta el número de estas uniones que se disuelven y, por tanto, es probable que también aumente el número de uniones disueltas que no dejan huella en el censo.

La figura 2 muestra las proporciones de solteras sin hijos por edad. En este caso, se puede observar cómo las diferencias entre el censo y la EDS disminuyen en todos los países y años, y en los censos ya no se observan cambios en el tiempo. Esto corrobora que la variable 'hijos' puede ser utilizada para rescatar, entre la población soltera, a aquellas mujeres que estuvieron unidas en el pasado.

 

Cuantificando las diferencias por edad y nivel de instrucción

La diferencia en el nivel de soltería entre el censo y la EDS se muestra en la figura 3, por edad y nivel de instrucción para los dos países en los que existe información en el mismo año: Brasil, 1991, y Colombia, 2005. El nivel de instrucción está estructurado en tres categorías: 'menos de primaria', 'primaria' y 'secundaria o más'. La población con estudios universitarios completos se ha fusionado con la población con estudios secundarios completos porque la EDS no permite identificar a la población que ha terminado sus estudios universitarios.

El valor representado para ilustrar la diferencia es el logaritmo de la relación (ratio) entre la proporción de solteras en el censo y la proporción de solteras en la EDS. La transformación logarítmica permite tener una distribución simétrica alrededor del valor de referencia 'cero', que indica ausencia de diferencias entre ambas fuentes. Los valores positivos indican que la proporción de solteras en el censo es mayor que en la EDS. Los valores negativos indican lo contrario. Se trata de diferencias relativas y no absolutas sobre los valores observados de soltería por edad y nivel de instrucción.

La diferencia entre fuentes puede ser estadísticamente no significativa. Hemos calculado intervalos de confianza de 95 por ciento para cada una de las proporciones. Cuando los intervalos de confianza de las proporciones observadas en una u otra fuente son lo suficientemente anchos como para incorporar el valor de la otra fuente, hemos considerado que la diferencia entre las mismas no es significativa. Los colores sólidos en la figura 3 indican las diferencias significativas, las tramas punteadas indican las diferencias que no son estadísticamente significativas.

La comparación entre las fuentes se hace sobre la base de dos indicadores de soltería. La primera definición incluye a todas las mujeres solteras con independencia del número de hijos. La segunda definición sólo considera a las solteras que no tienen hijos.

Casi todas las proporciones de solteras en el censo son más elevadas que las de la EDS, con independencia del país, la edad, el nivel de instrucción y la definición de soltería que se tome de referencia. Ahora bien, las diferencias varían en función de estas dimensiones de aplicación para ambos países: aumentan con la edad y decrecen con la educación. La discrepancia entre fuentes disminuye cuando se comparan las proporciones de solteras sin hijos. Por lo general, las diferencias son menores en Brasil que en Colombia.

En Brasil, las diferencias más importantes entre el censo y la EDS se observan entre la población con menos de primaria. Entre los 15 y 19 años no hay prácticamente diferencias. La proporción de mujeres unidas a estas edades es relativamente pequeña y todavía más pequeña la proporción de mujeres que habiendo estado en unión libre se hayan separado o enviudado a edades tan tempranas. Al considerar las mujeres solteras sin hijos, las diferencias entre censo y la EDS disminuyen, pero sólo para las edades entre 35 y 49 años. Entre las mujeres con primaria completa o secundaria o más, la diferencia no es significativa, a excepción de las mujeres de los grupos etáreos 30–34 y 45–49 años con estudios primarios.

En Colombia 2005, la discrepancia entre el censo y la EDS aumenta claramente con la edad en todos los niveles educativos. Hay que tener en cuenta que se trata de diferencias relativas y no absolutas. Las diferencias más importantes se observan entre las mujeres sin primaria completa. Decrecen entre las mujeres con primaria y son prácticamente inexistentes entre las mujeres con secundaria y más (a excepción del grupo de 45 a 49 años). La diferencia entre el censo y la EDS disminuye cuando se comparan exclusivamente las mujeres solteras sin hijos. Esto significa que para este país y estos grupos educativos, utilizando la variable 'hijos habidos' es posible recuperar alguna de las mujeres que habiendo estado en unión libre se declararon solteras en el censo.

 

Discusión y consideraciones finales

Los resultados de este trabajo muestran claramente que el nivel de soltería en los censos es más elevado que en la EDS y que por tanto hay indicios suficientes para sospechar que está sobreestimado. La razón de esta sobreestimación obedece al hecho de que personas que se declaran solteras en el momento del censo han estado en el pasado en unión libre. La elevada proporción de mujeres solteras que tienen hijos es una prueba de ello y la comparación con la EDS lo ha puesto de manifiesto.

Conocida la importancia que la unión libre ha tenido y está teniendo en los regímenes nupciales de América Latina, creemos que este es un tema que merece especial atención y que los censos del futuro deberían tener en cuenta. En este sentido, introducir una pregunta directa para saber si la persona ha estado alguna vez casada o ha convivido con un hombre o mujer sería una solución eficiente. El crecimiento de las uniones libres que se está observando en los países de la región (y en otras regiones del mundo) aumenta claramente el riesgo de este sesgo.

Los datos también han mostrado que la diferencia entre el censo y la EDS crece con la edad y disminuye con el nivel de instrucción. La interpretación de estas pautas exige tener en cuenta varios elementos. En cuanto a la edad, puede ser el resultado de la combinación de un efecto de edad y/o de generación. Por un lado, es lógico que desde una perspectiva longitudinal aumente con la edad la proporción acumulada de personas cuyas uniones libres se han disuelto. Por otro lado, no todas las generaciones representadas en los dos cortes temporales que hemos analizado (Brasil 1991 y Colombia 2005) experimentaron los mismos niveles de cohabitación no matrimonial en las edades/años en los que fue más intensa la formación de uniones. Las diferencias entre Brasil y Colombia sirven para ilustrar este aspecto. La diferencia entre el Censo y la EDS es menor en Brasil probablemente porque los niveles de unión libre son más bajos en este país comparados con los de Colombia 2005. Aproximadamente 20 por ciento de las mujeres en unión entre 15 y 49 años estaba en unión libre en Brasil 1991, mientras que en Colombia lo estaban 56 por ciento.

La misma reflexión sirve para justificar las diferencias entre el censo y la EDS por nivel educativo. Históricamente y aún en la actualidad, la unión libre ha sido más habitual entre los estratos sociales más bajos, que a su vez han tenido un acceso difícil a la educación formal. Igual que ocurre con la edad, las diferencias por nivel educativo pueden ser el resultado de la presencia desigual de las uniones libres por nivel educativo o el resultado de una declaración del estado conyugal más cercana a las instrucciones del censo. Existiría un tercer factor relacionado con la mayor o menor disolución de las uniones en función del nivel educativo.

Las características internas de las muestras pueden también explicar parte de las diferencias observadas entre las dos fuentes. Hemos limitado el análisis a las mujeres de 15 a 49 años, pero otros aspectos pueden estar interfiriendo (distribución geográfica, urbano/rural, tipo de muestro, etc.). Aunque no se han comentado en el artículo, hemos observado algunas discrepancias entre fuentes especialmente en lo que se refiere a la educación. Los censos registran la educación de una forma más cercana a la estructura educativa de cada país. En cambio, las EDS utilizan siempre el mismo planteamiento basado en el nivel y el grado o curso alcanzado dentro de cada nivel. Una recodificación posterior combina estas dos variables para crear una variable de máximo nivel alcanzado. Al comparar la estructura educativa de la EDS con la del censo se han observado algunas inconsistencias importantes. Futuros trabajos deberían contrastar cómo se capta esta información en las EDS y contrastar los datos con el censo.

Los resultados obtenidos para la población femenina son potencialmente extrapolables a la población masculina. Las limitaciones de los datos no nos han permitido una comprobación directa, pero es lógico esperar que una proporción importante de hombres que no están en unión en el momento del censo pero lo estuvieron en el pasado se declaren solteros, toda vez que nunca estuvieron casados. El hecho, sin embargo, de que los hombres no suelen quedarse con sus hijos tras una ruptura conyugal haría más difícil utilizar el número de hijos en el hogar como una medida para corregir el sesgo. Por otro lado, también es probable que la mayor propensión de los hombres a emparejarse de nuevo tras una ruptura conyugal pueda hacer que el sesgo sea menor entre los hombres. Con los datos adecuados, futuras investigaciones deberán tratar estos aspectos.

En resumen, este trabajo ha mostrado que los niveles de soltería en los censos están sobreestimados y que varían en función de la edad y la educación de la mujer. También hemos mostrado que la utilización del número de hijos es una alternativa viable para corregir el sesgo en la enumeración de la soltería. Según sean los objetivos de cada investigación, se justifica la corrección del sesgo. Por ejemplo, si se está únicamente interesado en una definición legal de la soltería, podemos asumir que los censos captan adecuadamente este estado (aunque también podría haber personas que nunca estuvieron formalmente casadas y se declaran viudas o separadas). Si el interés por la soltería no es estrictamente legal, sino que se quiere investigar a partir de ella aspectos relacionados con el calendario y la intensidad en la formación de la pareja, el uso de medidas correctoras se justifica plenamente.

Han quedado por esclarecer los mecanismos que están detrás de esta relación. Para ello deberíamos controlar por la incidencia que la unión libre ha tenido y tendrá entre las distintas generaciones, niveles educativos y países. Aunque no es suficiente, las diferencias entre las fuentes son más pequeñas cuando se comparan las solteras sin hijos. Conocida la importancia que en otras sociedades está teniendo la unión libre como una forma de convivencia en pareja alternativa al matrimonio, la utilidad de estos resultados trasciende el ámbito de América Latina.

 

Bibliografía

CASTRO–MARTÍN, T., 2003, "Consensual unions in Latin America: Persistence of a dual nuptiality system", en Journal of Comparative Family Studies, 33, (1).         [ Links ]

CASTRO MARTIN, T., 2001, "Matrimonios sin papeles en centroamérica: persistencia de un sistema dual de nupcialidad", en L. ROSERO BIXBY (Ed.), Población del Istmo 2000: familia, migración, violencia y medio ambiente, Centro Centroamericano de Población, San José         [ Links ].

DE VOS, S., 1999, "Comment of coding marital status in Latin America", en Journal of Comparative Family y Studies, 1, (30).         [ Links ]

ESTEVE, A. y M. SOBEK, 2003, "Challenges and methods of international census harmonization", en Historical Methods, 36, (2).         [ Links ]

FUSSELL, E., y A. PALLONI, 2004, "Persistent marriage regimes in changing times", en Journal of Marriage and Family, 66, (5).         [ Links ]

HAJNAL, J., 1965,. "European marriage patterns in perspective", en D. V. GLASS and D. E. C. EVERSLEY, Population in History, Aldine, Chicago.         [ Links ]

MCCAA, R., A. ESTEVE, S. RUGGLES y M. SOBEK, 2005, "La integración de los microdatos censales de América Latina: el proyecto IPUMS América–Latina", en Estudios Demográficos y Urbanos, 20, (1).         [ Links ]

MINNESOTA POPULATION CENTER, 2010, Integrated public use microdata series –international: version 6.0, University of Minnesota, Minneapolis.         [ Links ]

QUILODRÁN, J., 1999, "The free union in Latin America: recent aspects of a secular phenomenon", en Cahiers Québécois de Démographie, 28, (1–2).         [ Links ]

QUILODRÁN, J., 2006, "¿Está cambiando la naturaleza de la unión libre en América Latina?", en J. L. LEZAMA y J. B. MORELOS (eds.), Población, ciudad y medio ambiente en el México contemporáneo, El Colegio de México, México.         [ Links ]

RODRÍGUEZ VIGNOLI, J., 2005, "Unión y cohabitación en América Latina: ¿modernidad, exclusión, diversidad?", en Serie Población y Desarrollo, Celade, Santiago de Chile.         [ Links ]

UNITED NATIONS, 2008, Principles and recommendations for population and housing censuses. revision 2, Department of Economic and Social Affairs, Statistical papers Series M No. 67/Rev.2, ST/ESA/STAT/SER.M/67/Rev.2, Statistics Division, Nueva York.         [ Links ]

 

Información sobre los autores:

Albert ESTEVE. Es doctor en Demografía por la Universidad Autónoma de Barcelona. Actualmente es investigador Ramón y Cajal del Centro de Estudios Demográficos. Ha sido investigador del Minnesota Population Center y el Instituto Nacional de Estudios Demográficos en París. Ha publicado numerosos trabajos en revistas de reconocido prestigio internacional en temas relacionados con la formación de la pareja, la homogamia educativa, la integración de microdatos censales. Lidera varios proyectos de investigación, entre ellos el proyecto WORLDFAM financiado por el European Research Council.

Joan GARCÍA. Es maestro en Estudios Territoriales y de la Población por la Universidad Autónoma de Barcelona. Candidato a Doctor en Demografía. Ha sido estudiante de la European Doctoral School of Demography en los cursos impartidos en el Max Planck Institute for Demographic Research en Rostock y en el Instituto Nacional de Estudios Demográficos en Paris. Forma parte del grupo de investigación WORLDFAM.

Robert MCCAA. Es profesor emérito de Historia de la Población de la Universidad de Minnesota. Es investigador principal y embajador del proyecto IPUMS internacional financiado por el National Institutes of Health y la National Science Foundation (Estados Unidos). Sus temas de interés científico son la familia, el matrimonio, la historia de la población, así como métodos y aspectos relacionados con la calidad de los datos.