Introducción

Tener el primer hijo supone el inicio del desempeño del rol de madre o padre, que es considerado uno de los roles adultos por excelencia. La reproducción biológica ejerce enorme influencia en la vida de las personas. Implica responsabilidad (tutela) en el desarrollo del niño/a así como el ejercicio de actividades de cuidado implícitas en la crianza. El ejercicio del rol requiere tiempo y habilidades. La reproducción biológica es también reproducción social, tiene efectos demográficos y en las condiciones de vida de los niños, en la medida en que los atributos del hogar de origen ejercen influencia en las trayectorias que se recorren (educativas, laborales, ciudadanas).

En este sentido el "primer hijo" es un evento transcendente en la sociología de las transición a la adultez (^{Casal, 1996}; ^{Casal, 2006}), y sin duda es paradigmático para interpretar los proyectos de vida de los adolescentes y jóvenes. Esto porque de todos los eventos que componen los análisis de la transición a la vida adulta (salida del sistema educativo, ingreso al primer empleo estable, y salida del hogar de origen), es —particularmente para las mujeres— el que admite menor reversibilidad.¹ En la actualidad, la reversibilidad de los estados es frecuente: se puede entrar y salir del mercado de trabajo, convivir en pareja y dejar de hacerlo, volver al sistema educativo aún con varios años de permanencia fuera de él.² Puede volverse al hogar de origen, luego de experiencias de autonomía e incluso de largos periodos en esa situación. Sin embargo, con independencia de cómo se desempeñe el rol de madre o padre, una vez que nace un hijo el "estado" (ser padre madre) permanece a lo largo del tiempo.

El inicio de la vida reproductiva, tiene implicancias en el ejercicio de los derechos de salud sexual y reproductiva de los adolescentes y jóvenes³ y, como consecuencia, en las políticas públicas. Asimismo en relación al ejercicio de otros derechos habiendo tenido hijos, como la educación y el trabajo.⁴ Al abordar los diferentes comportamientos reproductivos de los y las jóvenes, aparecen entonces diferentes puntos a considerar: la decisión de tener hijos (cuándo y cuántos) tiene influencias culturales que han sido estudiadas y demostradas sistemáticamente y que remiten a uno de los clivajes de desigualdad socio-económica más relevantes entre los adolescentes y jóvenes de una misma cohorte de nacidos. Tal como había sido trabajado en extenso para Uruguay con los datos de la Encuesta Nacional de la Juventud (ENAJ 2008) (^{Filardo, 2010}), en 2013, vuelve a mostrarse la fragmentación intra-generacional que este evento manifiesta en función del sexo, el nivel educativo alcanzado y el efecto combinado de los dos.

En este documento se estudia el inicio de la vida reproductiva de los jóvenes del Uruguay, haciendo uso de un conjunto de técnicas de análisis de datos y utilizando como fuente la Encuesta Nacional de Adolescencia y Juventud aplicada para jóvenes urbanos del Uruguay en 2013.⁵ En primer lugar se presenta una descripción de la ocurrencia del fenómeno en la población estudiada, respondiendo a las siguientes interrogantes ¿Cuántos jóvenes de entre 20 y 29 años tienen hijos⁶? ¿Existen diferencias significativas en el hecho de haber tenido el primer hijo si se considera región de residencia, sexo, nivel educativo alcanzado, experiencia conyugal y la cohorte de nacimiento?

En segundo lugar, mediante tablas de sobrevivencia, se estudia la intensidad del evento según la edad y considerando las mismas variables de corte. Se ilustra el tipo de interrogantes que se pueden contestar en este apartado: ¿Tener hijos a determinada edad depende del nivel educativo alcanzado? ¿Existen diferencias entre varones y mujeres en la edad de ocurrencia del evento? ¿Los jóvenes residentes en la capital tienen el primer hijo a edades similares que los jóvenes que residen en el resto del país?

En tercer lugar se presenta el análisis de los calendarios, esto significa a qué edad se produce el evento tener el primer hijo y la determinación que sobre esto tengan ciertas variables. La edad de inicio a la vida reproductiva no es un factor menor, en la medida en que siendo un evento que alude a un estado no reversible, es además altamente determinante de los recorridos en otras dimensiones a partir de él. Sin embargo, razonablemente la determinación no tiene efectos proporcionales para toda edad de ocurrencia del evento. Es probable que la incidencia varíe con la edad de los sujetos al tener el primer hijo, y/o con la edad del niño/hijo. Es probable que tampoco impacte en la misma medida, en varones que en mujeres. Por otra parte, la decisión de tener hijos y cuándo tenerlos, como fue analizada en estudios antecedentes, tiene argumentos y significaciones muy diferentes en función del nivel educativo alcanzado por los sujetos (^{Filardo, 2011}). Los análisis a partir de los datos de la ENAJ 2008 muestran que -por otra parte- los calendarios también varían en función del capital educativo y del género.

No puede dejar de mencionarse la relación (biunícova) entre el calendario de la edad de inicio a la maternidad-paternidad y las temporalidades vitales de los jóvenes. Para poner un ejemplo gráfico: dos de cada tres mujeres universitarias en caso que tengan hijos, lo tendrán superados los 30 años; edad a la que una gran proporción de mujeres de menores niveles educativos ya son abuelas. Esto implica que la forma en que se ha vivido y los roles que se han desempeñado hasta los 30 años para algunos jóvenes, sostiene diferencias abismales con otros; a la misma edad que unas ya han gestado, parido y criado varios hijos y probablemente tengan varios nietos; otras han invertido tiempo en capital educativo (han sido estudiantes). Son proyectos diferentes, que conducen a una forma de internalizar el tiempo vital de forma radicalmente distinta. Esto refiere a cómo se vive "la edad cronológica" en diferentes espacios socio-culturales.⁷

Los dos puntos anteriores permiten a su vez aproximarse a las "brechas" que se dan entre los jóvenes: la brecha entre sexos, también opera de forma notoriamente diferente según nivel educativo. Las distancias mayores se dan entre los y las jóvenes de menor nivel educativo y son menores en el caso de los que alcanzan educación terciaria. Por tanto las relaciones de género se connotan de forma diversa para unos y otros. Por otro lado, se evidencia que las desigualdades más notorias entre los jóvenes, se dan entre las mujeres (en función de los años de escolarización), y sólo en algunos niveles educativos entre mujeres y varones.

Análisis descriptivo

Según los datos de la ENAJ 2013, 34 por ciento de los jóvenes urbanos de entre 20 y 29 años en Uruguay han tenido hijos al momento del relevamiento. A estas edades han tenido su primer hijo en mayor proporción los jóvenes que residen en el interior (42 por ciento) que los que viven en la capital (27 por ciento), y de mujeres (42 por ciento) que de varones (26 por ciento). El nivel educativo muestra que el menor porcentaje de jóvenes que han tenido su primer hijo se da entre los que alcanzan estudios de nivel terciario (nueve vs 64 por ciento de los que alcanzan menor escolarización); a mayor edad se incrementa el porcentaje de los que tienen hijos⁸ y la experiencia conyugal (sea actual o pasada) supone un incremento del porcentaje de los que tienen hijos respecto a los que se mantienen solteros.⁹ En todas las variables las diferencias son significativas¹⁰ (Figura 1).

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 1: porcentaje de jóvenes (20 a 29 años) que tienen hijos según región de residencia, sexo, nivel educativo, cohorte de nacimiento y experiencia conyugal (actual o pasada) 

La edad a la que se ingresa a la vida reproductiva es un factor clave. Las tablas de sobrevivencia permiten el estudio de la dimensión temporal en la ocurrencia de un evento, en este caso tener el primer hijo. Así, es posible determinar la existencia de diferencias en distintos sectores de jóvenes (si se da en las mismas edades, si es más temprano o más tardío o se registra una mayor heterogeneidad en las edades a las que son padres/madres por primera vez). La Figura 2 representa el porcentaje acumulado a cada edad para quienes, estando en la población de riesgo, han experimentado el evento (es el complementario de la serie de sobrevivencia a determinada edad).¹¹

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 2: Edad al primer hijo (porcentaje acumulado a cada edad). jóvenes de 20 a 29 años Uruguay 2013 

Se observa que a los 20 años habían tenido su primer hijo 19 por ciento de los jóvenes, a los 25 años 39 por ciento y a los 29 años cerca de la mitad habían iniciado su vida reproductiva.

Desigualdad en intensidad y calendarios

Como se ha señalado en numerosas oportunidades¹² la variable sexo como indicativa del género, es central para el análisis de las transiciones ya que éstas se especifican para varones y mujeres. Por ello es necesario identificar las diferencias con el propósito de considerarlas para el diseño e implementación de las políticas públicas. Sin embargo, para estudiar las desigualdades en los procesos de transición a la vida adulta, considerar la variable sexo, si bien es necesario no es suficiente. Se ha acumulado abundante evidencia en Uruguay que permite afirmar que las mayores diferencias en los procesos de transición se dan entre las mujeres según el nivel educativo, y que éstas son más pronunciadas que las que se verifican entre las mujeres y los varones. Los análisis que consideran exclusivamente el sexo, opacan estas diferencias al homogenizar al interior de cada categoría y no permiten ver dónde radican las desigualdades. Por eso, el análisis de estos procesos (y muchos otros) debe contemplar simultáneamente el sexo y el nivel educativo (Figura 3 y Figura 4).

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 3: Edad al primer hijo por sexo según nivel educativo (porcentaje acumulado a cada edad) 

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 4: Edad al primer hijo por nivel educativo (porcentaje acumulado a cada edad) 

Se ha tomado la población de 20 a 29 años en el análisis para que teóricamente todos tuvieran posibilidad de haber alcanzado terciaria como nivel educativo¹³. Desde el 2008, en que se aprueba la Ley General de Educación (N° 18.437), en Uruguay se considera obligatorio 14 años de educación formal¹⁴. Las tablas que se presentan a continuación indican los calendarios de la población total -en función del sexo y del nivel educativo- y para cada nivel educativo las diferencias que se registran para varones y mujeres.

Al utilizar Kaplan Meier considerando el evento haber tenido el primer hijo y la edad de ocurrencia, por nivel educativo, la media de la edad al primer hijo se estima en 22.7 años para los que alcanzan hasta primaria como máximo nivel educativo, de 25 años para los que alcanzan Educación Media y 28.3 años para los que llegan a nivel terciario. Las diferencias que se producen en las distribuciones tomando como factor el nivel educativo son significativas¹⁵ y lo mismo tomando como factor a la variable sexo. Las mujeres tienen una media de edad de 24.7 años y los varones de 26.7 años al primer hijo.

Si se considera región de residencia como el factor, las diferencias entre los calendarios de los jóvenes según residan en Montevideo o en el resto del país, también presenta diferencias significativas, mostrando un retraso de la edad de inicio a la vida reproductiva de los que viven en la capital (media de edad al primer hijo es 26.5 años) respecto a los jóvenes que residen en el interior (media de edad al primer hijo es 24.9 años). La situación conyugal (solteros o con experiencia conyugal) arroja diferencias significativas sobre el tiempo al evento. En el caso de los solteros la media de edad es 27.81 años y para los que han experimentado la convivencia en pareja es de 22.88 años. Las diferencias son significativas también en este factor (Figura 5 y Figura 6).

Fuente: ENAJ, 2013.

Figura 5: Edad al primer hijo por región de residencia (porcentaje acumulado por edad) 

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 6: Edad al primer hijo por experiencia conyugal (porcentaje acumulado por edad) 

A continuación se presenta la Figura 7a, Figura 7b y Figura 7c de las series (1-Sti) por sexo para cada una de las variables que se consideran tienen efectos principales: región, situación conyugal y nivel educativo, en la edad al primer hijo.

Fuente: ENAJ 2013.

Figura 7a: Edad al primer hijo por nivel educativo y sexo. Jóvenes de 15 a 29 años 2013 (porcentaje acumulado por edad) 

Fuente: ENAJ 2013

Figura 7b: Edad al primer hijo por región de residencia y sexo. Jóvenes de 15 a 29 años 2013 (porcentaje acumulado por edad) 

Fuente: ENAJ 2013

Figura 7c: Edad al primer hijo por situación conyugal y sexo. Jóvenes de 15 a 29 años 2013 (porcentaje acumulado por edad) 

Modelos de regresión logística de tiempo discreto

¿Qué determina los calendarios?

Hemos visto algunas variables que ejercen influencia en la edad a la que tienen su primer hijo los jóvenes en Uruguay en 2013. Sin embargo, de la información presentada antes, no se puede ver cuál de todas ellas influye más, o si explican lo mismo.

Por tanto avanzaremos ajustando un modelo logístico de tiempo discreto en primer lugar sólo considerando la edad al primer hijo como la variable dependiente y luego incorporaremos variables independientes que consideraremos fijas en el tiempo, tales como sexo, región de residencia, experiencia conyugal (con independencia del "estado" conyugal actual¹⁶) y nivel educativo. Debe fundamentarse la inclusión de la variable nivel educativo alcanzado¹⁷ como un variable fija en el tiempo para el estudio del timing para tener el primer hijo. Como se mostrado para 2008 (^{Filardo, 2010}) la secuencia de los eventos salida del sistema educativo y tener el primer hijo muestran una distancia considerable, tanto para mujeres como para varones. Esto permitió afirmar que la desafiliación del sistema educativo estaba alejada en el tiempo del inicio de la vida reproductiva (para el caso de las mujeres en particular), por lo que el embarazo de las adolescentes como motivo del truncamiento de sus trayectorias educativas, no es un argumento de recibo para la población adolescente y joven del Uruguay en el 2008.¹⁸ A partir de estos antecedentes, es posible considerar el nivel educativo como una variable fija en el tiempo, para el estudiar los factores asociados a la edad al primer hijo¹⁹ (Figura 8).

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 8: Porcentaje de jóvenes que tienen hijos por edad al primer hijo 

El modelo de regresión logística de tiempo discreto se especifica según la ecuación:

ln(p _it /1- p_it) = α _ti t i+ β _ti X _i

p_{it_r} es la probabilidad condicional de que el individuo i tenga su primer hijo a la edad t, considerando que el máximo de t es 29 años, dada la definición poblacional de la ENAJ 2013. Esto significa entonces un truncamiento (right-censoring). La edad al primer hijo se recodifica en cuatro tramos.

Los coeficientes α _ti representan la variación en la probabilidad de tener el primer hijo a la edad t (condicionado a no haberlo tenido antes) mientras que la serie de coeficientes β _ti está asociada al vector de variables X y representan la variación en la probabilidad condicional de experimentar el evento asociado a esas variables.

Variable dependiente (yHijos) = edad al primer hijo y los valores que asume son:²⁰

t_r	-1 hasta los 17 años.
t_r 2	de los 18 a los 21 años
t_r_3	de los 22 a los 25 años.
t_r_4	de los 26 a los 29 años.

Variables independientes:²¹

región_e	= región de residencia (1 Montevideo 0 resto del país).
sexoentr	= sexo del entrevistado (1 varones 0 mujeres).
sitcony	= experiencia conyugal pasada o presente: (0 con experiencia conyugal 1 sin experiencia conyugal (soltero/a).
nived_mc:	nivel educativo alcanzado, se requiere al menos un año aprobado en el nivel. (1 hasta primaria; 2 educación media; 3 terciaria).

El modelo resulta significativo en términos globales. Tiene una calidad de ajuste razonable dado que el valor del Pseudo R² es de 0.2042. Los coeficientes de todas las variables incluidas son significativamente distintos de 0 (al 95 por ciento).

Tabla 1: Resultado del modelo I: 

En la medida que la categoría que se utiliza como referencia es tener hijos antes de los 17 años, la probabilidad de tener el primer hijo en todos los demás tramos de edad considerados (valores de las cuatro categorías restantes de la variable t_r) se incrementan respecto a tener el primer hijo previo a cumplir los 17 años.²² Por otro lado, a mayor edad mayor es el incremento, aunque el ritmo de crecimiento se detiene a los 27 años. (Tener el primer hijo entre los 18 y los 21 años incrementa el momio respecto a tenerlo antes de los 17 años 5.8 veces; mientras que tenerlo entre los 22 y los 25 años las incrementa 7.8 veces. Este diferencial sigue siendo positivo y de igual magnitud en el caso de tenerlo entre los 26 y 29 años.

El nivel educativo que se alcance, produce variaciones sustantivas en la edad al primer hijo. Si el resto de las variables independientes consideradas se mantienen constantes, la probabilidad de tener un hijo a cierta edad es menor si se alcanza educación media que si el máximo nivel educativo es primaria (el momio se reduce 48 por ciento) y en el nivel educativo terciario es 91 por ciento menor tomando el nivel primario como referencia.²³ Ser hombre respecto a ser mujer, reduce la probabilidad de tener un hijo en todos los tramos de edad (el momio decrece 55 por ciento), mientras permanecer soltero respecto a convivir o haber convivido en pareja supone una probabilidad menor de tener el primer hijo en las edades consideradas (momio 82 por ciento menor). Vivir en Montevideo reduce la probabilidad de tener un hijo en cualquiera de los tramos considerados (reducción del momio 19 por ciento) comparando con vivir en el interior urbano (Figura 9 y Figura 10).

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 9: Edad al primer hijo por sexo. Jóvenes que tienen hijos (porcentaje acumulado a cada edad) 

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 10: Edad al primer hijo por nivel educativo. Jóvenes que tienen hijos (porcentaje acumulado a cada edad) 

Los impactos varían en función del tiempo

Ahora bien, el modelo (I) supone riesgos proporcionales, es decir constantes a lo largo de todo el recorrido de la variable edad al primer hijo. Este supuesto, puede ser relativamente exigente y restrictivo. Como efectivamente se muestra a continuación, considerando solo a quienes tienen hijos se reduce la distancia entre los calendario de varones y mujeres a partir de los 24 años.

Por otra parte, el intervalo de las edades al primer hijo en que se concentran las mujeres es menor y más temprano que el que presentan los varones. Sucede lo mismo con el nivel educativo alcanzado; dado que las diferencias por ejemplo que se registran entre los jóvenes que alcanzan educación media —marcadas hasta los 22 años—, empiezan a disminuir a partir de esta edad y a desaparecer a partir de los 26 años. Las diferencias que existen adquieren un valor máximo en los 22 años disminuyendo a partir de esa edad.

Puede observarse que entre quienes tienen ya su primer hijo, existen diferencias relevantes en la edad a la que lo tuvieron en función del nivel educativo alcanzado. No solo se observa una menor dispersión de las edades, entre los menos educados respecto a los que tienen más credenciales educativas, sino que se advierte un desplazamiento en las edades de tal forma que el inicio a la maternidad/paternidad es más tardío conforme aumenta el nivel educativo alcanzado (Tabla 2 y Tabla 3). Estos datos van en línea con los trabajos cualitativos realizados anteriormente sobre las actitudes y comportamientos reproductivos en torno a "proyectos" diferenciados, que se estructuran en torno a la familia, y los hijos en particular para el caso de mujeres de menores niveles educativos y el proyecto académico, profesional y laboral que requiere la postergación y al límite la anulación del proyecto reproductivo, por quienes están en la universidad o tienen estudios terciarios (^{Planel y Napiloti, 2011}). En ese trabajo se plantean dos ecuaciones distintas para decidir tener un hijo, a partir de un abordaje cualitativo en que se estudiaron las significaciones asociadas a ello, en sectores poblacionales de ambos sexos y niveles educativos entre 18 y 45 años.

Tabla 2: Calendario de edad al primer hijo. Cuartiles y rango intercuartílico de jóvenes que tienen hijos según nivel educativo; sexo, región de residencia y experiencia conyugal. 2013  

Fuente: ENAJ 2013.

Tabla 3: Rango intercuartílico de edad al primer hijo, según categoría 

Fuente: ENAJ, 2013

La Figura 11 y la Figura 12 reproducen para las variables experiencia conyugal y región de residencia, las tablas de sobrevivencia solo para aquellos que tienen su primer hijo, como forma de visualizar la adecuación del supuesto de proporcionalidad de los riesgos. En estos dos casos, si bien las curvas no son perfectamente superpuestas, las distancias son leves y relativamente constantes en el dominio de la edad al primer hijo. Tal como se aprecia en las Tabla 2 y Tabla 3, la dispersión es similar (rango intercuartílico) y sobre las mismas edades.

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 11: Edad al primer hijo por experiencia conyugal. Jóvenes que tienen hijos (porcentaje acumulado a cada edad) 

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 12: Edad al primer hijo por región residencia. Jóvenes que tienen hijos (porcentaje acumulado a cada edad) 

Modelo II

Con la intención de relajar el supuesto de la proporcionalidad de los riesgos del modelo anterior se procede a introducir el efecto combinado de sexo y los tramos de edad a los que se tienen el primer hijo y el de nivel educativo y edad al primer hijo en los cuatro tramos definidos. El modelo mantiene los factores principales, nivel educativo, sexo, situación conyugal y región, además del tiempo.

Del ajuste se obtienen los resultados que se presentan a continuación.

Tabla 4: Resultado del modelo II: 

Este modelo es significativo con un pseudo R² de 0.208 manteniendo un buen ajuste. Las variables independientes que estaban incluidas en el modelo anterior siguen siendo significativas (P < 0.05) y se sostiene el sentido de los momios. Sin embargo, vale notar que los momios de cada uno de los tramos de edad si bien se mantienen significativos, modifican sus magnitudes, siendo sus valores relativamente similares y menores al modelo anterior, lo que sugiere que los efectos diferenciales captados en el modelo 1, se debían a las interacciones.

Los momios de las variables dummy que representan las interacciones, permiten ver que a mayor nivel educativo menor la probabilidad de tener hijos pero que la variación no es constante, sino que la disminución cambia en función de cuál sea la edad a la que se tenga el primogénito. Si partimos del supuesto de riesgos proporcionales, el modelo estima que alcanzar educación media disminuye la probabilidad de tener hijos 65 por ciento respecto a tener educación primaria para todo tramo de edad. Sin embargo, como se desprende del análisis de las razones de momios, la variación difiere según el tramo, excepto para el que va de 26 a 29 años en que no se detectan diferencias significativas (P = 0.387). Así también se observa que los momios disminuyen menos en la categoría de los 22 a los 25 años. Para el caso de la educación terciaria, el valor estimado constante, reducía la probabilidad de tener hijos respecto a tener educación primaria en 97 por ciento; nuevamente en este nivel se verifica que las razones de momios para las interacciones con el tramo de edad al primer hijo varían. Si bien no hay diferencias significativas en el tramo de 18 a 21 años (P = 0.320), el momio decrece menos en los tramos de mayor edad. Esto sugiere la idea de la postergación de la maternidad en este nivel educativo, y a pesar de las distancias, las tendencias a reducir las brechas a estas edades, sugieren que en el caso de utilizar otra fuente de información de población de rangos de edad más extensos, la disminución de las brechas se mantendría como tendencia. Lo cual por otro lado obliga a mencionar que la "postergación" de la edad de inicio de la vida reproductiva por parte de aquellos que tienen mayores capitales educativos, no implica necesariamente la cancelación del proyecto reproductivo, que puede darse obviamente a posteriori de los 29 años. El inicio es más tardío y ha sido documentado la menor tasa de fecundidad²⁴ (en gran medida por ese motivo, aunque no el único) aunque es probable que la intensidad del evento primer hijo al finalizar las edades fértiles, sea menor para los más educados. Sin embargo, esto no se desprende directamente de la información presentada, producto de la definición de la población de la ENAJ 2013 que llega a los 29 años como máximo, y requiere profundizarse con otras fuentes de información que amplíen el dominio de la variable edad.

Respecto a la interacción entre sexo y tramo de edad al primer hijo, el supuesto de proporcionalidad arrojaba una disminución en el momio de 82 por ciento para los varones. Todos los momios de las interacciones con las categorías de tramo de edad al primer hijos son significativos, aunque al ser positivos, varía la magnitud del decrecimiento, haciéndose cada vez menor a medida que se avanza en la edad. Tal como se veía en la Gráfica 8, las curvas que representan los porcentajes acumulados por sexo de quienes tienen el primer hijo según la edad a la que lo tienen, se acercan a medida que avanza la edad en que se inician en la paternidad/maternidad. Nuevamente en este caso, se hace mención a que probablemente la tendencia a disminuir la brecha entre sexos se mantenga e incluso acelere el ritmo, en edades posteriores a los 29 años.

Modelo que incluye la interacción entre sexo y nivel educativo

La Figura 13 representa el porcentaje acumulado a cada edad al primer hijo por sexo y nivel educativo alcanzado. Permite visualizar si las distancias ente varones y mujeres para todos los niveles educativos es la misma, o en su defecto, varía por nivel, lo que se traduce como el efecto combinados del sexo y el nivel educativo alcanzado en la edad al primer hijo.

Fuente: ENAJ, 2013

Figura 13: Edad al primer hijo por nivel educativo y sexo jóvenes urbanos 20 a 29 años. 2013. (Porcentaje acumulado a cada edad) 

Se aprecia claramente que las brechas entre hombres y mujeres en las edades al primer hijo son menores a medida que el nivel educativo es mayor. Para probar si estas diferencias observadas en la gráfica son significativas, se ajusta un modelo que incluye (además de los factores principales), la interacción entre sexo y nivel educativo. Se obtienen los siguientes resultados:

Modelo III

Este modelo permite ver cómo afectan simultáneamente el nivel educativo y el sexo, de tal forma de probar si el efecto combinado entre ambas variables es significativo. Efectivamente, al agregar al modelo de efectos principales la interacción entre sexo y nivel educativo, se ve en primer lugar que son significativos al 95 por ciento (P < 0.05), y en segundo lugar -en función del crecimiento de los momios en las interacciones que corresponden a mayor nivel educativo y ser varón-, que las brechas entre varones y mujeres se hacen menores al comparar nivel educativo medio con primaria y aún más al comparar con educación terciaria y primaria.

Tabla 5: Resultado del modelo III 

Notas finales

En 2013, a los 29 años han tenido su primer hijo más de la mitad de los jóvenes urbanos²⁵ de entre 20 y 29 años. Sin embargo, se muestra que la intensidad del evento a los 29 años es mayor a menores niveles educativos (casi tres de cuatro de los de menor nivel educativo y menos de uno de cuatro de los que alcanzan terciaria). Lo mismo ocurre por sexo, a los 29 años han tenido su primer hijo 60 por ciento de las mujeres y 41 por ciento de los varones. En la capital la intensidad del evento tener el primer hijo es menor que en el Interior: a los 29 años son padres/madres 40 por ciento de los que residen en Montevideo y 64 por ciento de quienes residen en el Interior del país. Por su parte, el hecho de haber convivido o estar conviviendo con la pareja²⁶ marca diferencias en la intensidad del evento; 78 por ciento de quienes tienen experiencia conyugal han tenido su primer hijo a los 29 años frente a 18 por ciento de quienes no han convivido en pareja hasta esa edad.

La edad en que se inicia la vida reproductiva, adquiere transcendencia en la medida que es un evento de transición no reversible y que impacta notoriamente en las trayectorias futuras en varias dimensiones (educativas, laborales, ciudadanas). Por otro lado, expresa "proyectos de vida" que se distribuyen diferencialmente en el conjunto de los jóvenes, según cortes que conjugan aspectos culturales, capitales educativos y situación socio-económica. El proyecto reproductivo es central fundamentalmente entre las mujeres menos educadas, y con menores recursos socio-económicos mientras que en las mujeres mejor posicionadas en la estructura social se privilegia el proyecto educativo- laboral-profesional, postergando notoriamente el proyecto reproductivo. La edad del primer hijo también traduce tiempos vitales, y desempeños de roles, que en la medida que los calendarios se distancian, marcan heterogenidades entre los y las jóvenes. La forma en que se signifique y en qué se invierta el tiempo a una determinada edad —en este caso correspondiente a la etapa de la juventud desde la perspectiva del ciclo de vida— conduce a diferencias en las trayectorias vitales (desempeños futuros en diversos ámbitos). En las edades que corresponden a este estudio, cómo se invierta el tiempo (en capitales educativos, en crianza de hijos, en experiencia laboral²⁷) habla de las distancias en las condiciones de vida de los jóvenes, permite el pronóstico de trayectorias individuales, y evidencia la existencia de "tiempos sociales" muy distintos que coexisten y que producen desigualdades significativas en estas edades que probablemente se amplifiquen en el futuro.

Se han aplicado una serie de técnicas de historia de eventos para determinar los factores que influyen en la edad en que los jóvenes tienen su primer hijo. Las tablas de sobrevivencia (o el complementario que corresponde a aquellos que experimentan el evento a cada edad) permiten el estudio de la intensidad y de calendario²⁸ del evento primer hijo. Se han aplicado modelos de regresión logística de tiempo discreto para estudiar factores que se asocian a la ocurrencia del evento en el tiempo (tener el primer hijo a cierta edad). La secuencia es la siguiente; en primer lugar se considera solo el tiempo, en segundo lugar los efectos principales de la cuatro variables independientes consideradas (sexo, nivel educativo, región de residencia y experiencia conyugal), siendo todas significativas y arrojando un buen ajuste. Este modelo supone momios proporcionales, lo que significa que la variación que producen las variables independientes es constante para cualquier edad al primer hijo. El supuesto resulta restrictivo ya que como el análisis de calendarios muestra, en los tramos de mayor edad se tiende a la convergencia para todas las variables independientes (en las edades cúspide de la fecundidad). Por tal motivo se ajustan modelos que consideren términos de interacción. En este sentido se prueba que la interacción sexo-edad al primer hijo y la interacción nivel educativo-edad al primer hijo son significativos en la determinación de la probabilidad de ocurrencia del evento. Esto significa que los efectos del sexo y del nivel educativo difieren según la edad al primer hijo. Dicho de otra forma, el supuesto de la proporcionalidad de los momios no puede sostenerse; el efecto del sexo y del nivel educativo varían a lo largo del dominio de la variable edad al primer hijo. Una de la hipótesis que es puesta a prueba (en el modelo III) es el efecto de la interacción nivel educativo y sexo (indicativo de género) en el estudio de los jóvenes uruguayos. Desde hace varios años, se ha construido evidencia sobre el efecto combinado de estas dos variables como uno de los ejes centrales para entender las desigualdades que se producen entre los jóvenes. De hecho, se ha señalado reiteradamente (^{Filardo, 2010}, ^{Filardo, 2011}; ^{Filardo, 2012}) que las diferencias más relevantes se dan entre las mujeres según nivel educativo (incluso más que entre mujeres y varones considerados en conjunto). Lo cual indica que los análisis que consideran como variable de corte solo al sexo, o solo al nivel educativo, adolecen de la capacidad de captar lo medular de la desigualdad en esta población. En el último modelo se advierte que la interacción es significativa, y que las brechas entre sexos disminuyen al aumentar el nivel educativo. Las mujeres y los varones de mayores capitales educativos siguen patrones reproductivos similares mientras que se aprecian diferencias relevantes entre sexos entre los menos educados. Tal como ocurría en 2008, se destacan en 2013 las distancias que tanto en intensidad como en calendario para el evento tener el primer hijo, se registran entre las mujeres según la escolarización que alcancen.