Marriage and cohabitation in Venezuela, 1971-2001 ¿Fuzzy boundaries?

Elizabeth Florez y Albert Esteve

Centro de Estudios Demográficos, Universidad Autónoma de Barcelona, España.

Recibido el 7 de agosto de 2013 ]]> Aprobado el 4 de febrero de 2014.

Resumen

En el marco del rápido aumento de la cohabitación en Venezuela durante la década de los 90 y su extensión a grupos sociales y territorios antes ajenos a este fenómeno, este artículo examina la evolución de las diferencias entre matrimonio y cohabitación respecto al contexto familiar y las diferencias de género entre los cónyuges. Para el análisis se utilizaron muestras armonizadas de microdatos de los censos 1971, 1981, 1990 y 2001. Los resultados muestran que históricamente las parejas cohabitantes tenían una probabilidad mayor de formar un hogar nuclear y eran más asimétricas que las parejas casadas. Sin embargo, estas diferencias se han acortado y en 2001 ya no son significativas, principalmente al controlar el nivel educativo de las mujeres. Los datos sugieren que no es el tipo de unión en sí mismo, sino la estructura social de cohabitantes y casados lo que explica las diferencias por tipo de unión.

Palabras clave: Cohabitación; matrimonio; Venezuela; arreglos familiares; diferencias de género.

Abstract

Unmarried cohabitation has increased in Venezuela since the 90s and it has extended to social groups and regions that used to have low levels of cohabitation. Within this context, we examine differences between cohabiting and married couples over time. To this end we use harmonized census microdata from the censuses 1971, 1981, 1990 and 2001. Results show that cohabiting couples were more likely to be in nuclear households and show higher gender differences between spouses than married couples regarding age and labor force participation. However, these differences have decreased over time and in 2001 are not longer significant, even controlling for educational attainment. Our results suggest that socio-economic differences between cohabiting and married individuals account for most of the differences between the two types of union.

Key words: Cohabitation; marriage; Venezuela; family context; gender differences.

Las uniones consensuales en Venezuela han aumentado considerablemente en las últimas décadas, especialmente desde 1990. En 2001 la unión consensual era prácticamente tan común como el matrimonio y las primeras estimaciones del censo 2011 la sitúan ligeramente por encima de los matrimonios: 53 por ciento de todas las uniones serían de tipo consensual (INE, 2012). Pero lo más revelador de este incremento es cómo se ha diversificado la población que decide unirse consensualmente. Si antes de 1990 las uniones consensuales tenían una presencia casi exclusiva entre la población menos educada y eran más frecuentes en los ámbitos rurales y las zonas urbanas más marginadas, llama la atención que en la actualidad la población posicionada en el otro extremo de la estratificación social también participa activamente en esta modalidad de convivencia. Entre 1990 y 2001, la proporción de mujeres universitarias de 25 a 29 años de edad en unión consensual aumentó 14 puntos, pasando del ocho por ciento en 1990 a 22 por ciento en 2001. Entre la población con estudios secundarios el incremento fue aún más notorio, de 24 a 49 por ciento. Asimismo, se constató que la unión consensual aumentó en todas las regiones del país sin excepción.

En este contexto de rápido aumento de la cohabitación y extensión a grupos sociales y territorios antes ajenos a este fenómeno, así como de fuerte expansión educativa y empoderamiento de la mujer, es de gran interés indagar cómo han evolucionado en el tiempo las diferencias entre uniones consensuales y matrimonios en relación con su naturaleza, composición y comportamiento sociodemográfico. Todo ello con el objetivo de dar luces sobre las implicaciones que este nuevo patrón de uniones pueda tener en el funcionamiento de las familias venezolanas. Estudios previos han mostrado cómo las diferencias entre matrimonios y uniones consensuales no son estáticas, sino que evolucionan conforme la importancia de la cohabitación aumenta en una sociedad y conforme el contexto social y territorial en el que surgen las uniones consensuales se asemeja al de los matrimonios. Un estudio reciente (Esteve et al., 2013) mostró cómo para América Latina las diferencias en los niveles de homogamia educativa en matrimonios y uniones consensuales se iban diluyendo a medida que la cohabitación se extendía hacia grupos sociales-educativos más elevados.

Varios estudios han abordado este tema para Venezuela y otros países de la región latinoamericana, en especial relacionados con la trayectoria de unión conyugal y reproductiva de las mujeres (Di Brienza, 2008; Binstock y Cabella, 2011; Quilodrán, 2011; Castro et al., 2008). Esta literatura muestra que matrimonio y unión consensual siguen manteniendo distancia en sus respectivos calendarios de uniones conyugales y niveles de estabilidad conyugal, así como en la propensión a nuevas uniones. Todavía hoy, la cohabitación se caracteriza por una edad de entrada a la unión más joven, una fecundidad mayor y más temprana, así como una inestabilidad superior a la que presentan los matrimonios, revelando así su naturaleza más vulnerable. Pero ¿cómo han evolucionado estas diferencias en el tiempo? ¿Están disminuyendo las distancias? ¿Se están diluyendo los contornos?

En este artículo se examina la evolución de las diferencias entre matrimonios y cohabitación en relación con el contexto familiar y las diferencias de género entre los cónyuges. Para ello, se utilizaron los microdatos de los censos de población de 1971 a 2001, que permiten el cruce de las características sociodemográficas de los miembros de las parejas. Fueron analizadas dos dimensiones específicas: primero, los arreglos familiares que se forman en el marco de cada modalidad de convivencia y segundo, los patrones de simetría de género respecto a las diferencias de edad entre los cónyuges y la participación en la actividad económica de los mismos. Todo ello, con la finalidad de observar si la extensión de la unión consensual hacia grupos sociales y territorios antaño exclusivos del matrimonio ha contribuido a exacerbar las distancias entre los tipos de unión o por el contrario, está diluyendo los contornos que históricamente las han diferenciado. Además, se examina si las diferencias entre matrimonios y uniones consensuales se mantienen cuando se controla el origen social de los cónyuges, en este caso, por el nivel educativo. En otras palabras, se analiza en qué medida las diferencias entre cohabitación y matrimonio eran el producto de diferencias educativas de sus miembros o si era el tipo de unión en sí mismo lo que generaba esas discrepancias.

En este trabajo se documentan las tendencias de la cohabitación en Venezuela en el periodo 1971 a 2001, a fin de evidenciar el proceso de expansión que ha tenido la cohabitación en todas las capas de la población. Además, se presentan las diferencias entre matrimonios y cohabitación por nivel educativo en cuanto al contexto familiar y diferencias de edad y actividad económica de los cónyuges y posteriormente se refieren las principales conclusiones y hallazgos de este estudio.

Consideraciones previas sobre los datos

Los datos utilizados en este documento provienen de las muestras armonizadas de microdatos de las rondas censales de Venezuela 1971, 1981, 1990 y 2001, puestas a disposición por el proyecto IPUMS-I International Integrated Public Use (Minnesota Population Center, 2011). Las muestras corresponden al diez por ciento de los datos totales en cada año.

Aunque en una primera etapa exploratoria se considera al conjunto de mujeres unidas en edad reproductiva (15 a 49 años), finalmente se limitó el análisis a aquellas mujeres unidas (por consenso o matrimonio) con edades entre 25 y 29 años, con la finalidad de reducir el efecto que la disolución de las uniones pueda tener sobre los resultados. Asimismo, se considera que en este grupo de edad la gran mayoría de las mujeres han completado su periodo de formación y más de 75 por ciento se ha emparejado alguna vez. Se trata, por tanto, de un grupo de edad muy representativo para analizar los cambios en la formación de la pareja, permitiendo que este grupo tenga una amplia representatividad.

El nivel educativo es el que reportan las mujeres y sus parejas en el momento de censarse y no el del momento de emparejarse. Al respecto, estudios como el de Esteve y Cortina (2005) concluyen que la variación del logro educativo entre un momento y otro es mínima, asumiendo el supuesto que la escolarización suele finalizar por lo general antes de la entrada en unión. La población fue clasificada en cinco grupos según los años de escolaridad: "ninguno", "menos de 5", de "6 a 8", de "9 a 12" y "13 o más"1.

Sobre la base de las parejas seleccionadas, aquellas en las que la mujer tiene entre 25 y 29 años de edad, se calculó el resto de variables. Primero, una variable sobre el tipo de hogar, distinguiendo entre hogares nucleares o extensos. Los hogares nucleares son aquellos en los que existe un solo núcleo (o pareja) con o sin hijos. Los hogares extensos son aquellos en los que la pareja co-reside con otros núcleos o familiares, por ejemplo padres, suegros, hermanos, etc. Gracias a las relaciones de parentesco entre los miembros del hogar es posible establecer el tipo de hogar en el que reside la pareja en cuestión. En segundo lugar, se consideran dos variables sobre las diferencias de género: la diferencia de edad entre cónyuges y la relación con la actividad económica de los mismos. Conocida la relación de parentesco entre los miembros del hogar, es posible asignar mutuamente características de un cónyuge con otro, siempre y cuando el cónyuge esté presente en el hogar. Las mujeres que se declararon casadas o cohabitantes cuyo cónyuge no residía en el hogar fueron descartadas. Esto afecta entre siete y 11 por ciento del total de parejas según el año.

Además del análisis descriptivo de cada una de las variables consideradas en este trabajo, se aplicaron modelos de regresión logística para identificar cómo estas variables influyen en las tendencias a la nuclearización de los hogares de las parejas estudiadas así como en sus patrones de biactividad económica.

Además de determinar la existencia o ausencia de relación entre variables independientes cuantitativas y/o cualitativas con una variable dependiente dicotómica, los modelos de regresión logística permiten controlar el efecto de la estructura de las poblaciones, así como facilitar el control de distintas variables al mismo tiempo (modelos bivariados). Igualmente esta técnica mide la magnitud de las relaciones encontradas y puede predecir la probabilidad de que un individuo tenga un determinado comportamiento o pase por un determinado evento en función de sus características individuales (Jovell, 1995).

Evolución de las uniones consensuales en Venezuela, 1971-2001

En Venezuela más de la mitad de las mujeres entre 15 y 49 años suelen estar unidas. La proporción de mujeres unidas aumenta de manera notable a partir de los 20 años, cuando supera 40 por ciento, en tanto entre la población de 15 a 19, esta proporción se sitúa cerca de 16 por ciento. La Gráfica 1 muestra la proporción de mujeres unidas por grupos de edad en Venezuela según datos de los censos de 1971 a 2001.

La Gráfica 2 muestra la proporción de mujeres que estaban unidas en matrimonio y en cohabitación para los censos de 1971, 1981, 1990 y 2001. En 1971, 69 por ciento de las mujeres unidas estaba casada. Este porcentaje disminuyó hasta 64 por ciento en 1990. Sin embargo entre 1990 y 2001 matrimonios y uniones consensuales tienen casi el mismo peso y según el avance de resultados del censo de 2011, las cohabitaciones ya superan a los matrimonios con 53 por ciento sobre el total de mujeres unidas mayores de 15 años (INE, 2012). Estos resultados ponen de manifiesto un cambio importante en las preferencias de la población respecto a la manera en que deciden hacer vida en pareja, desligándose cada vez más de la formalidad de la unión matrimonial.

El aumento de la cohabitación se ha dado en todas las edades, pero sobre todo entre las más jóvenes. En 2001 más de la mitad de las uniones en las mujeres de 15 a 29 años eran uniones consensuales y entre aquellas de 30 a 39 años los valores superaban 40 por ciento, cuando en las décadas anteriores alcanzaban apenas 30 por ciento. En el resto de edades, el aumento entre 1990 y 2001 es más discreto, pero cercano a los nueve puntos porcentuales (Gráfica 3).

Los cambios observados dan cuenta de dos elementos fundamentales ya mencionados por Di Brienza (2008): por un lado, la intensificación de la uniones consensuales entre las mujeres jóvenes, fruto de un cambio generacional que arrancó en los años 80 pero se intensificó a partir de los años 90 y por el otro, el aumento de este tipo de uniones en las edades más avanzadas que probablemente reflejan segundas uniones que optan por la cohabitación en lugar del matrimonio. A la espera de los resultados finales del censo 2011, la pauta por edad observada debe interpretarse en clave generacional. Por ejemplo, el nivel de unión consensual entre las mujeres que tenían de 20 a 24 años en 1990 es ligeramente inferior al de esas mismas mujeres años más tarde, cuando tenían entre 30 y 34 años en 2001. Por tanto, si se unen las edades de una misma cohorte, se observa que el perfil por edad es distinto al patrón observado en transversal. Esto significa básicamente un cambio generacional determinado en gran medida por el grado de institucionalización de la unión consensual cuando las distintas generaciones representadas en el gráfico entraron mayoritariamente en pareja, es decir, entre los 20 y 34 años de edad.

Nivel educativo

Existe abundante literatura en América Latina sobre la relación entre el nivel socioeconómico de la población y el tipo de unión que decide formar: a mayor estatus social medido a través del logro educativo mayor probabilidad de matrimonio (Di Brienza, 2008; Rodríguez, 2005; Quilodrán, 2011). Venezuela no es una excepción a esta premisa. No obstante, lo que llama la atención es el crecimiento de la unión consensual en los grupos más educados en las últimas décadas.

La Gráfica 4 muestra la proporción de mujeres de 25 a 29 años que cohabitan, según su nivel educativo. Los datos muestran que la cohabitación es la modalidad de unión más común en los sectores menos educados de la población. En 1971 poco más de la mitad de las mujeres no escolarizadas cohabitaban y en 2001 esta proporción superaba 80 por ciento. Entre aquellas con primaria incompleta (menos de cinco años de escolaridad) la diferencia en este periodo es también de 30 puntos porcentuales hasta alcanzar 71 por ciento para 2001.

Distribución en el territorio

Otra manera de aproximarse a la caracterización de las tendencias de la cohabitación es distinguir por su distribución en el territorio. De acuerdo con los planteamientos más comunes de la literatura sobre el tema, en aquellas zonas menos urbanizadas, con mayor presencia indígena e incluso más deprimidas económicamente, es más probable que haya niveles elevados de uniones consensuales (Rodríguez, 2005; Quilodrán, 2011; Arriagada, 2002; Di Brienza, 2010).

La Gráfica 5 muestra los niveles de cohabitación entre las mujeres unidas de 25 a 29 años según su entidad federal de residencia entre 1971 y 2001. Las entidades están ordenadas de menor a mayor de acuerdo con sus valores de uniones consensuales en 1971, lo que permite apreciar cómo evolucionan a lo largo de las décadas analizadas. Asimismo, se agrega una línea de tendencia para cada año que ayuda a visualizar el aumento general de la cohabitación a lo largo y ancho de todo el territorio nacional, incluso en aquellas regiones donde los niveles eran tradicionalmente bajos. Los incrementos más significativos se han dado en los territorios que poseían los menores niveles en 1971, tales como Mérida, Distrito Capital, Miranda, Trujillo y Táchira.

La Figura 1 muestra cuatro mapas de Venezuela por entidad federal en los que se representa la proporción de mujeres de 25 a 29 años que cohabitan sobre el total de mujeres unidas para los cuatro censos en los que se dispone de información. En 1971 sólo cinco de las entidades federales de Venezuela contaban con más de 50 por ciento de uniones consensuales entre el total de mujeres unidas de 25 a 29 años, mientras que en 2001 ya eran 16 de los 24 estados los que superaban estos valores. En 2001 ya no había ninguna entidad con niveles de cohabitación por debajo de 30 por ciento. A excepción de Falcón, todas las entidades superaban 40 por ciento en 2001, incluso aquellas con los niveles más bajos en 1971.

La distribución de la cohabitación en el territorio permite identificar aquellas entidades en las que había una presencia más fuerte de este tipo de unión ya en 1971. Se trata de las regiones donde la unión consensual tiene un carácter histórico y de corte tradicional. Al mismo tiempo se pueden identificar aquellas regiones donde el fenómeno constituye un patrón más reciente e hipotéticamente relacionado con un esquema de valores de corte "moderno". En función de este razonamiento es posible clasificar a las entidades en cuatro grupos diferenciados por su nivel de cohabitación en 1971, para el grupo de mujeres de 25 a 29 años.

A fin de comprender los contextos y orígenes de este tipo de cohabitación se presentan algunas características físicas, económicas y sociales de estos grupos estatales, haciendo especial énfasis en indicadores que den cuenta de la evolución de cada entidad en su proceso de desarrollo económico y social, así como de su perfil demográfico. Los indicadores por considerar son el Índice de Desarrollo Humano (IDH) 2001 y la etapa de transición demográfica en la que se encontraban en 2001.2

Entidades con más de 50 por ciento de cohabitación en 1971: Amazonas, Apure, Delta Amacuro, Cojedes y Yaracuy

Amazonas y Apure conforman la región sur de Venezuela, que comprende la mayor extensión de los llanos bajos venezolanos, gran parte del escudo guayanés y la selva amazónica. Aunque esta región representa 28 por ciento del territorio nacional, su superficie sólo alberga 2.3 por ciento de la población total, lo que implica una densidad poblacional de 2.4 habitantes por kilómetro cuadrado para el año 2001. Delta Amacuro por su parte, aunque se ubica en la región nor-oriental, comparte con la región sur sus bajos niveles de desarrollo, la alta proporción de población rural y una actividad económica industrial poco diversificada. Estas tres entidades presentaban los índices más bajos de desarrollo humano del país en 2001, además de ubicarse en la fase moderada de la transición demográfica con altas tasas de natalidad (entre 26 y 36 por mil) y niveles moderados de mortalidad (de seis a diez por mil). Es de destacar que Amazonas y Delta Amacuro cuentan con la mayor proporción de población indígena en su territorio (52 y 25 por ciento según el censo 2011). Por su parte, en 2001 tales entidades presentaban los mayores grados de cohabitación en el país, situándose por encima de 65 por ciento, mientras que en 1971 su nivel era de 50 por ciento; Apure para ese año tenía un nivel de 61 por ciento, en tanto para 2001 era de 66 por ciento.

Yaracuy y Cojedes se ubican en la región centro occidental del país. Siendo su topografía principalmente llanera, sus actividades económicas se basan en la agricultura y la ganadería, de manera que alrededor de 20 por ciento de su población es rural. Para el 2001 tenían un idh alrededor de 0.69, que se considera bajo. Sus tasas de fecundidad moderadas entre 22 y 26 por mil, así como tasas de mortalidad menores a las seis por mil, las posicionan para esa fecha en plena transición demográfica. Sus niveles de cohabitación en 1971 eran de 50 y 58 por ciento y para 2001 continuaban siendo de los más elevados del país con 62 por ciento y 64 por ciento sobre el total de uniones, respectivamente.

En este renglón se encuentran los estados Barinas, Portuguesa y Guárico, ubicados en los llanos venezolanos, caracterizados por su alta dependencia de la producción agropecuaria, así como Monagas, situado en el oriente del país, región destacada por una intensa actividad petrolera.

Barinas constituye la cuarta y última entidad de Venezuela cuyos niveles altos de fecundidad y medios de mortalidad la ubican en la fase moderada de la transición demográfica al 2001. En conjunto con Portuguesa presentaba niveles bajos de desarrollo humano y una proporción de población rural entre 23 y 28 por ciento en 2011. Guárico tiene un idh medio al igual que Monagas y estas dos entidades junto a Portuguesa se ubicaban en 2001 en plena etapa de la transición demográfica.

Esta región llanera concentra nueve por ciento de la población del país aunque su territorio abarca 12 por ciento del total nacional. La densidad poblacional de estos estados varía desde diez habitantes por kilómetro cuadrado en Guárico hasta 48 habitantes por kilómetro cuadrado en Portuguesa. Al 2001, Monagas tenía niveles de cohabitación de 53 por ciento, en tanto Barinas, Portuguesa y Guárico presentaban valores más altos entre 60 y 64 por ciento.

Entidades con presencia media baja (30-40 por ciento) de cohabitación: Zulia, Trujillo, Lara, Sucre, Anzoátegui y Bolívar

En este grupo se encuentran Zulia, entidad limítrofe de Colombia, de alta producción agrícola, líder de la explotación petrolera del país y cuya capital es una de las más pobladas de la nación, sólo el territorio de esta entidad reúne 13 por ciento de la población nacional; Trujillo, ubicada en la cordillera oriental de Los Andes y de gran potencial agrícola; Lara, de la región occidental, constituida como un gran centro comercial, agrícola y de servicios del país y los estados Sucre, Anzoátegui y Bolívar, de la región oriental, donde en particular los dos últimos basan su actividad económica en la producción petrolera, la siderurgia y el comercio.

Ya en este grupo los niveles más elevados de desarrollo social, los avances en los procesos de urbanización, así como la diversificación de la economía en las áreas tanto agrícolas como industrial y comercial comienzan a hacerse evidentes. Sólo dos de estas entidades presentaban al 2001 índices de desarrollo humano considerados bajos: Sucre y Trujillo. Las entidades restantes presentan índices medio-altos y todas a excepción de Lara, se encuentran en plena fase de transición demográfica. Lara sin embargo ya presenta una tasa bruta de natalidad por debajo de las 22 por mil, lo que la coloca en la fase avanzada de la transición.

Entidades con menos de 30 por ciento de cohabitación en 1971: Mérida, Táchira, Distrito Capital, Miranda, Carabobo, Aragua, Vargas, Nueva Esparta y Falcón

En este grupo se concentra la mayoría de las entidades (nueve de 24). Está conformado por dos estados de la cordillera andina (Mérida y Táchira), cinco de la zona centro-norte (Distrito Capital, Miranda, Carabobo, Aragua y Vargas3), un estado insular (Nueva Esparta) y uno norte costero (Falcón).

La región centro-norte a pesar de tener poco territorio concentra la mayor parte de la población del país, contiene las principales ciudades, incluyendo la capital y por tanto es una de las más urbanizadas y más desarrolladas en el sector industrial y de servicios. Su área representa apenas 2.4 por ciento del territorio nacional, pero reúne 33 por ciento de la población total y cuenta con una densidad poblacional de 411 habitantes por kilómetro cuadrado. Distrito Capital y Miranda, en cuyos municipios se ubica el Área Metropolitana de Caracas, tienen los valores de desarrollo humano más altos del país, en tanto Carabobo, Aragua y Vargas tienen valores medio-altos. En esta región todas las entidades se encuentran en una fase avanzada de la transición demográfica. No es de extrañar que en ella haya habido tradicionalmente una preferencia mayoritaria a la unión matrimonial.

Nueva Esparta constituye el estado insular de Venezuela, en donde los sectores turismo y comercio tienen un importante impacto en su actividad económica y están favorecidos desde 1971 cuando por decreto presidencial se creó el Puerto Libre de Margarita. Su idh es alto y se encuentra en la fase avanzada de la transición demográfica. Por último, Falcón, ubicada en la zona occidental, es sede de las dos refinerías de petróleo más grandes de América Latina (Amuay y Cardón). Al 2001 presentaba un idh medio y estaba en plena fase de la transición.

Esta clasificación evidencia claramente cómo los modelos de unión conyugal históricamente registrados por cada grupo de estados son reflejo de una serie de factores asociados tanto a las particularidades culturales de cada región, como a la evolución de sus niveles de desarrollo económico y social, elementos que además influyen en su proceso de transición demográfica.

Sin embargo, queda claro que no obstante las distintas entidades federales del país siguen presentando en la actualidad contrastes importantes en sus niveles y modos de vida, la población en todo el territorio poco a poco tiende a converger en cuanto a su comportamiento de unión conyugal Qué elementos caracterizaron en el pasado y caracterizan ahora a este tipo de unión frente a los matrimonios son cuestiones que se abordan a continuación.

Diferencias entre cohabitación y matrimonios, 1971-2001

Tipología de los hogares

Aquí se analizan las diferencias entre mujeres casadas y mujeres cohabitantes respecto a una serie de dimensiones que se consideran apropiadas para entender las diferencias entre ambos tipos de unión. Se inicia por el contexto familiar de estas mujeres. La Gráfica 6 muestra la distribución de las mujeres cohabitantes y casadas en función del tipo de hogar en el que habitan.

Con independencia del tipo de unión, más de la mitad de las parejas viven en un hogar nuclear, formado por un solo núcleo conyugal con o sin hijos co-residentes. El porcentaje de mujeres cohabitantes que residen en hogares nucleares es cercano a 70 por ciento en todos los censos y se mantiene relativamente estable en el tiempo. Entre las mujeres casadas, el porcentaje crece de 56 a 68 por ciento. En los años 70, las mujeres cohabitantes solían vivir en hogares nucleares en una proporción mayor que las casadas. En cambio, la proporción de mujeres casadas que residían en hogares extensos o compuestos era ligeramente superior a la de las cohabitantes. En los dos primeros censos la diferencia entre cohabitantes y casadas estribaba en la mayor tendencia de las últimas a residir en hogares compuestos. Los hogares compuestos son aquellos en los que existe la presencia de algún no familiar en el hogar.

Este recorte está causado principalmente por el menor peso de los hogares compuestos. Destaca también que alrededor de una de cada tres mujeres reside en hogares extensos, lo que normalmente conlleva la presencia de los padres o suegros en el hogar.

Al examinar estos mismos datos por nivel educativo de la mujer (ver Gráfica 7) se observa que las mujeres más educadas tienen una probabilidad menor de residir en un hogar nuclear, con independencia del tipo de unión y del año. A mayor educación, mayor probabilidad de residir en un hogar extenso o compuesto, un resultado contrario a la idea de que las personas más educadas y con un nivel socio-económico más elevado tienen más recursos para formar hogares independientes. Esta situación podría deberse a factores de orden económico y demográfico. Por un lado, las familias más acomodadas dispondrían de mayores recursos económicos para mantener una familia extensa. Por otra parte, están los factores demográficos. Una mayor esperanza de vida entre las poblaciones más acomodadas aumenta la probabilidad de convivencia de diferentes generaciones en un mismo hogar. Si las mujeres más educadas pertenecen a familias menos numerosas, es decir, con menos hermanos, aumentan las posibilidades de co-residir con los padres, respecto a aquellas familias más numerosas.

Las diferencias por nivel educativo eran más marcadas en 1971 que en 2001, especialmente entre la población casada. En 1971 tener estudios universitarios era un indicador de posición social elevada, mientras que en 2001 gracias a la expansión educativa, los estudios universitarios y la posición social no estaban tan directamente relacionados.

Si bien en ambos tipos de unión hay una tendencia creciente de las más educadas a estar en un hogar nuclear, pues pasan de 52 por ciento en 1971 a 61 por ciento en 2001 entre las cohabitantes y de 33 a 65 por ciento entre las casadas, en comparación con los otros grupos con menos años de escolaridad estos niveles siguen siendo relativamente más bajos, al presentar aún una diferencia entre ocho y diez puntos porcentuales respecto a las mujeres sin logros educativos en 2001. Las diferencias más marcadas se hallan entre los matrimonios, pues las mujeres casadas más educadas son las que menores niveles de residencia en familias nucleares tenían en el pasado.

Con el objetivo de analizar qué variables están influyendo en la tendencia a la nuclearización de los hogares de las parejas en Venezuela, se recurrió a los modelos de regresión logística como una herramienta de estandarización multivariable. En ningún caso se establece con estos modelos una relación causa-efecto entre las variables. En concreto se crearon tres modelos. El primero incluye las variables tipo de unión y año de observación. El segundo añade el nivel educativo de la mujer y la entidad de residencia, esta última clasificada según el nivel de cohabitación en 1971. Finalmente, en el tercer modelo se interaccionan las variables tipo de unión y año censal, con el propósito de observar si la diferencia entre matrimonio y cohabitación varía en el tiempo.

Los resultados de la Tabla 1 aclaran lo observado en el análisis descriptivo previo. El modelo 1 muestra que la probabilidad de las mujeres cohabitantes de residir en un hogar nuclear es 13 por ciento más elevada que la probabilidad que tienen las casadas de residir en ese tipo de hogar. Asimismo se observa una tendencia a la nuclearización en el tiempo. En 2001 la probabilidad de formar un hogar nuclear es 38 por ciento más elevada que la de 1971.

En cuanto a la variable escolaridad, el modelo dos confirma el hecho de que a mayor nivel educativo de la mujer disminuye el riesgo de residir en un hogar nuclear. Una mujer con estudios de primaria (seis a ocho años de escolaridad) tiene 25 por ciento menos probabilidad de formar un hogar nuclear que una sin escolaridad, mientras que si la mujer es universitaria el valor es de 40 por ciento.

Es de destacar asimismo que al controlar la estructura educativa y territorial de las uniones, las diferencias según la tipología de la unión dejan de ser significativas.

El modelo 3 añade una interacción entre las variables tipo de unión y año censal, lo que permite que las diferencias por tipo de unión varíen en el tiempo. Debido a la complejidad de interpretar los coeficientes interactuados, se optó por una representación gráfica de las diferencias según los parámetros de este modelo. La Gráfica 8 presenta las proporciones estimadas según este modelo de uniones consensuales y matrimonios que residen en un hogar nuclear.

Si en 1971 había mayor proporción de mujeres cohabitantes que residían en hogares nucleares frente a las casadas, con el paso del tiempo la distancia entre matrimonio y cohabitación se redujo significativamente y en 2001 la diferencia entre un grupo y otro es de sólo dos puntos porcentuales. Asimismo se evidencia que al controlar la estructura educativa y territorial inherente a cada grupo, entre los matrimonios el peso de la nuclearización se está acentuando más que entre las cohabitantes.

Diferenciales de edad de la pareja

Una manera de aproximarse a los patrones homogámicos en la conformación de las parejas es mirar la diferencia de edad entre los cónyuges (ver Tabla 2). Tal diferencia ha disminuido de 6.5 años en 1971 a cinco años en 2001. Por tipo de unión, las mujeres cohabitantes presentan diferencias de edad con sus cónyuges mayores que las casadas, aunque las diferencias entre cohabitantes y casadas han disminuido en el tiempo (7.3 años vs. seis en 1971 a 5.2 y 4.7 en 2001).

Por años de escolaridad, a mayor logro educativo menor es la diferencia de edad entre los miembros de la pareja. En 2001 las mujeres cohabitantes y casadas sin estudios eran ocho años más jóvenes que sus parejas. Entre las mujeres con 13 o más años de escolaridad, la diferencia de edad es de 5.1 para las cohabitantes y 4.3 para las casadas.

Otra forma de examinar las diferencias por edad es clasificar a las parejas según sean hipérgamas, homógamas o hipógamas. La hipergamia es el caso de las parejas en las que el hombre es mayor que la mujer, la homogamia cuando tienen la misma edad o sólo un año de diferencia y la hipogamia cuando la mujer es mayor al hombre. Los resultados muestran que alrededor de siete de cada diez mujeres viven con un hombre de mayor edad. La proporción de parejas hipérgamas ha disminuido en el tiempo, especialmente a favor de las parejas homógamas y, en menor medida, de las hipógamas. Esta evolución se observa tanto entre las mujeres cohabitantes como en las casadas.

En resumen, los diferenciales de edad entre cónyuges han disminuido en el tiempo para ambos tipos de uniones, así como las distancias entre éstos. El nivel educativo determina la magnitud de las diferencias. Hay una tendencia creciente a la homogamia etaria así como a la hipogamia.

Parejas biactivas

A partir de la información censal también es posible identificar las diferencias de la pareja en cuanto a su participación en la fuerza de trabajo. Este indicador es importante para dar cuenta de los roles asumidos por cada uno de los cónyuges y así ver hasta qué punto se mantienen, en el marco de cada tipo de unión, los roles de hombre proveedor y mujer dedicada a las tareas del hogar.

La Tabla 4 muestra la distribución de las mujeres casadas y cohabitantes de 25 a 29 años en función de la relación con la actividad económica de su cónyuge. Se pueden identificar cuatro situaciones: él activo y ella inactiva; ambos activos, ambos inactivos y él inactivo ella activa.

Con independencia del tipo de unión, la situación preponderante siempre superior a 60 por ciento, es aquella en la que el hombre es activo y la mujer se declara inactiva. Sin embargo, la proporción de este tipo de parejas ha disminuido entre 1971 y 2001. Entre las mujeres cohabitantes el porcentaje ha caído de 89 por ciento a 67 por ciento y de 79 por ciento a 59 por ciento entre las casadas. Por tipo de unión, el arreglo tradicional de pareja, en la que el hombre es activo y la mujer no, es más alto entre las parejas cohabitantes que en las casadas. Las parejas biactivas son las segundas en importancia y van claramente al alza en el periodo observado. Entre las cohabitantes han crecido de ocho a 26 por ciento entre 1971 y 2001 y entre las casadas de 18 a 37 por ciento. Las parejas biactivas son más comunes entre las parejas casadas que entre las cohabitantes.

Por su parte, las parejas en las que la mujer es activa y el hombre no son minoritarias, siempre por debajo de dos por ciento en todos los años y tipo de pareja. Las parejas en las que ambos son inactivos representan siete por ciento en el mejor de los casos. Las diferencias entre cohabitantes y casadas son más bien residuales en este tipo de parejas.

Es interesante observar en qué medida el comportamiento de esta variable está relacionado tanto con el nivel de instrucción de las mujeres y las diferencias en el territorio. Los niveles de actividad económica suelen variar en función del nivel de instrucción de las mujeres. En consecuencia, si las mujeres cohabitantes tienen un nivel de instrucción inferior al de las casadas, es de esperar que los niveles de actividad entre las cohabitantes también sean menores. Para controlar estos aspectos se recurrió a los modelos de regresión logística (ver Tabla 5). En este caso el modelo mide la probabilidad de que una mujer esté en una pareja biactiva, frente a una donde sólo el hombre es activo. El modelo 1 incluye como variables explicativas el tipo de unión y el año censal. Los resultados confirman lo descrito: si la pareja no ha formalizado su vínculo conyugal la probabilidad de estar en una pareja biactiva es 45 por ciento menor a la probabilidad que tienen las mujeres casadas. Por su parte, la probabilidad de estar en una pareja biactiva es tres veces mayor en 2001 que en 1971.

El modelo 2 incorpora el nivel educativo de las mujeres y el tipo de entidad. Los resultados muestran que las diferencias por tipo de unión desaparecen prácticamente y es el logro educativo de las mujeres lo que determina el nivel de actividad de ellas dentro de la pareja: a mayor escolaridad, mayor es la participación de las mujeres en la actividad económica.

Así, respecto a una mujer con ningún logro educativo, una mujer con primaria aprobada (seis a ocho años de escolaridad) tiene 2.7 veces más probabilidades de constituir una pareja activa. La probabilidad entre las universitarias es 17 veces mayor que entre las menos educadas. En relación al tipo de entidad, no se observa una pauta clara. En las entidades con un menor peso de la cohabitación tradicional, la probabilidad de estar en una pareja biactiva es mayor que en las entidades con niveles de cohabitación entre 30 por ciento y 50 por ciento en 1971.

El tercer modelo añade una interacción entre el tipo de unión y el año censal, con el objetivo de medir si la diferencia por tipo de unión se ha estrechado en el tiempo. La Gráfica 9 muestra las proporciones estimadas de mujeres en parejas biactivas por tipo de unión y año censal, que se derivan de los parámetros estimados en el modelo 3. Los resultados muestran claramente cómo las diferencias entre ambos tipos de unión han disminuido en el tiempo y son prácticamente imperceptibles en 2001.

Conclusiones

Ante el aumento continuado de la cohabitación como fórmula alternativa al matrimonio en Venezuela, también observado en otros países de América Latina, en esta investigación la interrogante era si las diferencias entre cohabitación y matrimonio se habían modificado en el tiempo. La hipótesis inicial de este trabajo era la siguiente: el crecimiento de la cohabitación en todos los estratos de la sociedad conlleva una disminución de las diferencias respecto al matrimonio. En otras palabras, a medida que el perfil social del cohabitante y del casado se van asemejando, las diferencias por tipo de unión disminuyen. Para confirmar esta hipótesis era preciso disponer de datos en el tiempo e identificar aquellas dimensiones que permitieran ilustrar estas diferencias y que obviamente pudieran medirse eficazmente con los datos disponibles. En relación a los datos, se utilizaron las muestras de microdatos censales armonizadas por el proyecto IPUMS-INTERNACIONAL (Minnesota Population Center, 2011) de los censos de 1971, 1981, 1990 y 2001. En cuanto a las variables, se consideraron el tipo de hogar o contexto familiar de las parejas y en las diferencias de género entre los cónyuges, en concreto, las diferencias de edad y la relación de la actividad económica.

En 1971, cuando la cohabitación apenas representaba 31 por ciento del total de parejas de mujeres de 25 a 29 años, las parejas cohabitantes eran distintas a las casadas en las tres variables consideradas. Las parejas casadas tenían una probabilidad menor de residir en un hogar nuclear que las cohabitantes. La diferencia de edad entre cónyuges en las parejas cohabitantes era más grande que en las casadas. Y finalmente, las parejas biactivas, en las que los dos cónyuges participaban en la actividad económica, eran menos habituales entre las parejas cohabitantes que entre las casadas. En el año 2001 esta situación cambió. Las diferencias entre parejas cohabitantes y casadas se acortaron aunque sobre unos niveles de nuclearización más elevados, tanto para cohabitantes como casados. Entre 1971 y 2001 se observa un aumento generalizado de los hogares nucleares, especialmente entre las parejas casadas. Es precisamente la disminución de la importancia de los hogares extensos entre las parejas casadas lo que contribuye a reducir la diferencia con las parejas cohabitantes.

En relación a la diferencia de edad y la participación en la actividad económica ocurre algo parecido, aunque en este caso las parejas cohabitantes siguen siendo más asimétricas que las casadas incluso en el año 2001. Por lo general y teniendo en cuenta el nivel educativo, la diferencia de edad entre los cónyuges es siempre mayor entre las parejas cohabitantes. Respecto a la actividad económica, las parejas biactivas son las que han crecido más en este periodo, en detrimento de las parejas tradicionales (él activo, ella inactiva) aunque seguían siendo la mayoría en 2001. La pareja tradicional es más frecuente entre las parejas cohabitantes que entre las casadas. En este caso, el modelo de regresión logística muestra que las diferencias no radican en el tipo de unión, sino en las diferencias por nivel educativo entre las mujeres que cohabitan y las casadas. Controlando por nivel educativo, en el año 2001 no existen diferencias significativas entre parejas cohabitantes y matrimonios en relación a la mayor o menor propensión de las mujeres a participar en la actividad económica.

Bibliografía

ARRIAGADA, Irma, 2002, "Cambios y desigualdad en las familias latinoamericanas", en Revista de la CEPAL, núm. 77.         [ Links ]

BINSTOCK, G. y W. CABELLA, 2011. "La nupcialidad en el Cono Sur: evolución reciente en la formación de uniones en Argentina, Chile y Uruguay", en G. BINSTOCK, y J. MELO (coords.) Nupcialidad y familia en la América Latina actual, Serie Investigaciones núm. 11. alap editorial, Río de Janeiro, Brasil.         [ Links ]

CASTRO, T., T. MARTÍN y D. PUGA, 2008, Matrimonio vs. unión consensual en Latinoamérica: contrastes desde una perspectiva de género, III Congreso de la Asociación Latinoamericana de Población, Asociación Latinoamericana de Población (ALAP), 4-26 septiembre, realizado en Córdoba Argentina        [ Links ]

CORTINA, Clara, 2007. ¿Quién se empareja con quién? Mercados matrimoniales y afinidades electivas en la formación de la pareja en España, Tesis Doctoral en Demografía, Universidad Autónoma de Barcelona, España.         [ Links ]

DI BRIENZA, María, 2010, La formación y disolución de las uniones conyugales. Tendencias y diferencias regionales. Cambios demográficos en las ciudades y regiones de Venezuela: implicaciones para el desarrollo, en IV Encuentro Nacional de Demógrafos y Estudiosos de la Población. Asociación Venezolana de la Población (AVEPO).         [ Links ]

DI BRIENZA, María, 2008, "Modalidad de las uniones conyugales en Venezuela: continuidad y cambios", A. FREITEZ (coord.) Cambio demográfico en Venezuela: oportunidades y retos para las políticas públicas, III Encuentro Nacional de Demógrafos y Estudiosos de la Población, AVEPO, IIES-UCAB, núm. 55.         [ Links ]

ESTEVE, A., R. McCAA y L. LÓPEZ, 2013, "The educational homogamy gap between married and cohabiting couples in Latin America", en Population Research and Policy Review 32.         [ Links ]

ESTEVE, A., R. LESTHAEGHE y A. LÓPEZ-GAY, 2012, "The Latin American cohabitation boom, 1970-2007", en Population and Development Review, 38 (1).         [ Links ]

ESTEVE, A. y C. CORTINA, 2005, "Homogamia educativa en España contemporánea: pautas y tendencias", en Papers de Demografía, 257, Centro de Estudios Demográficos.         [ Links ]

FLOREZ, E., 2012, Cohabitación y matrimonios en Venezuela, 1971-2001, Tesis de Maestría en Estudios Territoriales y de la Población. Universidad Autónoma de Barcelona, España.         [ Links ]

FREITEZ, Anitza, 2003, "La situación demográfica de Venezuela a inicios del tercer milenio", en Temas de Coyuntura, 47. Caracas.         [ Links ]

GARCÍA, B. y O. ROJAS, 2004, "Las uniones conyugales en América Latina: transformaciones en un marco de desigualdad social y de género", en Notas de Población, núm. 78, Centro Latinoamericano de Demografía (celade), Santiago de Chile.         [ Links ]

GONZÁLEZ, Lissette, 2003, "¿Cuál es la situación educativa con la que la población venezolana inicia el siglo XXI?", en Temas de Coyuntura, 47.         [ Links ]

INE, 2012, Primeros resultados del Censo 2011 Venezuela. Tabulados básicos nacionales en hoja de cálculo, Instituto Nacional de Estadística (ine) recuperado en diciembre de 2012 en http://www.ine.gob.ve        [ Links ]

JOVELL, A. J. 1995. Análisis de regresión logística, cis, Madrid.         [ Links ]

LESTHAEGHE, Ron, 2010, The unfolding story of the second demographic transition". Conference on Fertility in the History of the 20th Century Trends, theories, public discourses, and policies, Akademia Leopoldina & Belin-Brandenburgische Akademie, january 21-23.         [ Links ]

LÓPEZ RUIZ, Luis, 201, Uniones conyugales y distancia social en América Latina, Tesis Doctoral en Demografía, Universidad Autónoma de Barcelona, España.         [ Links ]

MINNESOTA POPULATION CENTER, 2011, Integrated public use microdata series, international: version 6.2, Machine-readable database, University of Minnesota, Minneapolis.         [ Links ]

MIRET, Pau, 2007, "¿Son diferentes las uniones consensuales y los matrimonios? Comparación de los censos españoles de 1991 y 2001", en Revista Internacional de Sociología, 48.         [ Links ]

PARRADO, E. y M. TIENDA, 1997, "Womens roles and family formation in Venezuela: new forms of consensual unions?", en Biodemography and Social Biology, 44:1-2.         [ Links ]

QUILODRÁN, Julieta, 2011, Parejas conyugales en transformación, El Colegio de México, México.         [ Links ]

RODRÍGUEZ Vignoli, Jorge, 2005, Unión y cohabitación en América Latina: ¿modernidad, exclusión, diversidad?, Serie Población y Desarrollo, núm. 57, Comisión Económica para América Latina (CEPAL), Santiago de Chile.         [ Links ]

Notas

* Este artículo ha sido financiado por los proyectos WorldFam (European Research Council, ERC-2009-StG-240978) e Inmigración internacional y familia en España: trayectorias de pareja en perspectiva transnacional (CSO2011-24544).

1 La construcción de estos grupos educativos ha conllevado un importante trabajo de armonización de las variables originales del censo de Venezuela. Detalles sobre el proceso de armonización fueron publicados en el trabajo de maestría de E. Florez (2012).

2 En función de la tipología propuesta por CELADE donde se clasifica a los países de la región latinoamericana según la etapa de la transición demográfica en la que se encontraban para el periodo 1990-95, Freitez (2003) agrupa las entidades federales de Venezuela en sus etapas de transición demográfica, considerando el nivel de la tasa global de fecundidad y la tasa de mortalidad de cada uno en 2001. Tal agrupación es la referida en este trabajo.

Información sobre los autores

Elizabeth Florez Paredes. Socióloga por la Universidad Central de Venezuela. Estudió la Maestría en Estudios Territoriales y de la Población en la Universidad Autónoma de Barcelona, donde actualmente cursa el Doctorado en Demografía. Forma parte del grupo de investigación WorldFam en el Centre dEstudis Demogràfics. Es miembro de la Asociación Venezolana de Población (avepo). Dirección electrónica: eflorez@ced.uab.es

Albert Esteve Palós. Demógrafo, investigador del Centre dEstudis Demogràfics (CED). Es licenciado en Geografía y Doctor en Demografía por la Universidad Autónoma de Barcelona (UAB). Ha realizado estadías de investigación en la Universidad de Minnesota, el Institute National dÉtudes Demographiques en París y en la Universidad de Princeton. Ha obtenido fondos para la investigación del Plan Nacional de I+D del Gobierno Español, de la Generalitat de Cataluña y del sexto y séptimo programa marco de la Unión Europea. En 2009 obtuvo un proyecto Starting Grant del European Research Council sobre cambios familiares en el mundo, en el que América Latina está teniendo un protagonismo especial. Investiga aspectos relacionados con la formación de las parejas, mercados matrimoniales y la estructura de los hogares, tanto a escala estatal como mundial. Ha publicado numerosos artículos y capítulos de libro, algunos de ellos en revistas como Population Development Review, Demography, International Migration Review y Demographic Research. Dirección electrónica: aesteve@ced.uab.es