Resumen

El objetivo principal de este estudio es llevar a cabo una descripción de los cambios que se han producido en la formación y disolución de parejas residentes en España. La investigación se centra en el período comprendido entre los años 1995 y 2006, de tal forma que se comparan y analizan de manera trasversal y longitudinal dos encuestas del CIS realizadas a mujeres en esas fechas. Los resultados muestran que se han producido algunos cambios significativos, como el incremento en el número de parejas no casadas o el aumento de la soltería y de las parejas LAT (living apart together). Además, se han aproximado los perfiles sociodemográficos de los distintos tipos de pareja. Otros comportamientos, como la asociación entre matrimonio y fecundidad o la mayor probabilidad de ruptura matrimonial entre las mujeres con un nivel educativo más elevado, se mantienen. La investigación tiene asimismo en consideración las características de las parejas del mismo sexo y de las formadas por mujeres de nacionalidad extranjera.

Consejo Editorial de la colección Opiniones y Actitudes

DIRECTORA

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Rosa Henar Criado Olmos, Universidad Complutense de Madrid

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Juan Jesús González Rodríguez, Universidad Nacional de Educación a Distancia

Teresa Jurado Guerrero, Universidad Nacional de Educación a Distancia

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Ignacio Sánchez-Cuenca, Fundación Juan March

SECRETARIA

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COLECCIÓN «OPINIONES Y ACTITUDES», NUM. 69

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Primera edición, febrero de 2011

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Montalbán, 8 - 28014 MADRID

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NIPO: 004-11-004-7 (papel); 004-11-006-8 (electrónico)

ISBN: 978-84-7476-549-6 (papel); 978-84-693-9917-0 (electrónico)

Conversión a libro electrónico: J. A. DISEÑO EDITORIAL, S.L. - www.jadiseno.es

Índice

AGRADECIMIENTOS

1.    Introducción

1.1.    Teorías sobre el cambio familiar

1.2.    Conceptos principales

1.3.    Fuentes de datos y metodología

1.4.    Objetivos de la investigación

2.    Los distintos tipos de pareja

2.1.    Las uniones corresidenciales: parejas casadas y no casadas

2.2.    Las parejas no corresidenciales

2.3.    El perfil sociodemográfico de las parejas

2.4.    Pareja y valores

2.5.    Análisis de regresión

2.6.    Conclusiones

3.    Formación de uniones corresidenciales

3.1.    Introducción

3.2.    Análisis longitudinal

3.3.    Razones para casarse

3.4.    Conclusiones

4.    Evolución de las primeras uniones

4.1.    El desarrollo de las primeras uniones

4.2.    Fecundidad de las parejas

4.3.    Rupturas

4.4.    De la cohabitación al matrimonio

4.5.    Conclusiones

5.    Otros tipos de pareja

5.1.    Formación de segundas uniones

5.2.    Parejas del mismo sexo

5.3.    Mujeres de nacionalidad extranjera

5.4.    Las familias monoparentales

5.5.    Conclusiones

6.    Conclusiones generales

ANEXO

BIBLIOGRAFÍA

ÍNDICE DE Tablas

ÍNDICE DE gráficos

Agradecimientos

La autora agradece al CIS la ayuda a la investigación concedida en la convocatoria de ayudas de 2008 para la realización de este proyecto así como los comentarios de los revisores al manuscrito inicial.

1.    Introducción

España constituye un caso peculiar para los estudios sobre población. En un período de treinta años ha pasado de ser un país dominado por una estricta moral católica y por la fuerte influencia del modelo de familia tradicional a legalizar el matrimonio homosexual y presentar las tasas de natalidad más bajas de la Unión Europea (UE). Algunos indicadores demográficos nos sitúan plenamente en la segunda transición demográfica: los datos censales muestran que ha aumentado el número de personas que viven solas (13,3 por ciento del total de hogares en el Censo de 1991, el 20,3 por ciento en el de 2001); sabemos que las parejas contraen matrimonio a una edad más avanzada: la edad media al primer matrimonio eran 24,3 años para las mujeres y 26,8 para los hombres en 1975, mientras que en 2006 eran 29,6 y 32 años respectivamente; además las mujeres tienen su primer hijo cada vez más tarde (a los 29,3 años en 2006, cuando en 1975 se tenía a los 25,2) y también ha aumentado de forma espectacular el número de divorcios y separaciones (en 2006, se registraban 74,9 separaciones o divorcios por cada 100 matrimonios)[1]. La fecundidad fuera del matrimonio también se ha incrementado de manera significativa, en parte debido a la llegada de inmigrantes con modelos familiares diferentes. Estos cambios se han producido con una rapidez notable, y la opinión pública recogida en las encuestas se muestra muy tolerante hacia los nuevos comportamientos y hacia las formas de familia menos tradicionales.

Sin embargo, los cambios que se han producido en la sociedad española no son únicos, sino que comparten rasgos comunes con los experimentados en otros países. La caída en la fecundidad, el retraso en la nupcialidad y la emergencia de formas de familia alternativas (parejas no casadas, familias reconstituidas, parejas del mismo sexo) son fenómenos presentes en todas las sociedades industrializadas. Desde las ciencias sociales se han propuesto teorías que intentan explicar estos cambios y proporcionar las claves para entender la evolución futura de los procesos de formación de familia. Años después de proponerse estas teorías, nos encontramos con la pregunta de hasta qué punto los cambios que se han producido en España convergen o se aproximan a los de otros países. De acuerdo con los datos expuestos anteriormente, se desprende que hay una tendencia a la convergencia con otros países en algunos comportamientos, como el retraso en la edad de contraer matrimonio o de tener el primer hijo, pero dicha convergencia no resulta tan clara en el caso de los nuevos modelos de familia (parejas no casadas, familias reconstituidas, parejas del mismo sexo, etc.). Uno de los principales obstáculos para investigar estas cuestiones en el caso español ha sido de carácter práctico, por la escasez de datos.

Los resultados de las encuestas españolas nos presentan una sociedad bastante tolerante con las nuevas formas de familia que a menudo tienen que ver con nuevos roles de género. En 2000, de acuerdo con la Encuesta de Familia y Valores de Género (ISSP), el 53,7 por ciento de los encuestados estaba de acuerdo con la afirmación «Una madre trabajadora puede establecer una relación tan cálida con su hijo como una madre que no trabaja»; para la afirmación «ser ama de casa es tan gratificante como tener un trabajo remunerado» la aprobación era de un 40,4 por ciento; y solo el 28,6 por ciento diría que «el trabajo de un hombre es ganar dinero, el de la mujer es cuidar de la casa y los hijos». La tolerancia sobre comportamientos alejados de las normas tradicionales es notable en lo que se refiere a los nuevos modelos de familia. En esa misma encuesta, el 78,6 por ciento de los entrevistados aprobaba que una pareja conviviera sin casarse; el 64,2 por ciento estaba de acuerdo con que un padre podía criar a un niño tan bien como los dos progenitores juntos, y solo el 33,6 por ciento pensaba que una pareja debería casarse si deseaba tener hijos. En el Barómetro de junio de 2004 (CIS, Estudio 2568), solo el 11,5 por ciento de los encuestados respondía que sería para ellos un problema grave que su hija viviera en pareja sin estar casada; para un 17,3 por ciento sería un problema que tuviera un hijo sin estar casada. Existe también una opinión bastante favorable acerca de la posibilidad de legislar sobre la situación de las uniones de hecho: el 69,4 por ciento de los encuestados estaba a favor de una ley que regulara la situación de estas parejas, y el 74,8 por ciento creía que debían concedérseles los mismos derechos que a los matrimonios. Así pues, parece que las costumbres y normas han cambiado de manera significativa.

Teniendo en cuenta este contexto general, el objetivo de este estudio es considerar los cambios que se han producido en la formación y disolución de parejas en España, hasta qué punto se han producido cambios y quiénes los protagonizan. En esta sección introductoria vamos a presentar brevemente los cambios familiares que constituyen el objeto de este estudio y mencionaremos de manera sucinta las teorías que intentan explicarlos. A continuación describiremos algunos conceptos clave que se utilizarán en las secciones siguientes, y finalmente revisaremos las fuentes de datos disponibles para el estudio del caso español. La exposición teórica que se presenta a continuación no pretende en ningún momento ser exhaustiva, sino proporcionar un contexto para la interpretación de los resultados de este estudio en términos de las tendencias generales que caracterizan los últimos cambios en el comportamiento familiar. Para cada uno de los comportamientos familiares concretos estudiados aquí (formación de parejas, disolución, nacimiento de los hijos…) existen numerosos trabajos que investigan las causas de los cambios de manera específica y con la complejidad que requiere su estudio en profundidad.

1.1.    Teorías sobre el cambio familiar

Durante la primera transición demográfica se produjeron importantes cambios que condujeron a las sociedades de un equilibrio demográfico caracterizado por elevadas tasas de fecundidad y mortalidad a un nuevo equilibrio con bajas tasas de ambos indicadores. Según algunos autores, desde hace veinte años nos encontramos inmersos en una nueva etapa, la de la segunda transición demográfica (Van de Kaa, 1987), en la que se producirán cambios demográficos equiparables a los de la primera transición. Lo que se espera de esta segunda transición es un nuevo descenso en la fecundidad, así como un retraso en las principales transiciones familiares en todos los países europeos, acompañados de una individualización de los comportamientos familiares.

El concepto de individualización (Beck y Beck-Gernsheim, 2003) se relaciona con el de pluralización de trayectorias. Mientras que en el pasado el curso de vida de los individuos estaba marcado por una serie de transiciones vitales que se producían en un orden determinado y fuertemente influido por el control social y las normas morales, en la actualidad se han incorporado nuevos elementos a esas transiciones vitales y además se ha modificado el orden a seguir, que ya no es tan estricto: refiriéndonos al comportamiento familiar, por ejemplo, ahora se tienen hijos antes del matrimonio o se convive en pareja sin matrimonio. El abanico de comportamientos familiares se ha ampliado y no existe un solo curso a seguir, sino una posibilidad de acomodarlo a las preferencias individuales.

La individualización de los comportamientos se asocia además a otros fenómenos sociales, como el cambio de valores o los cambios producidos en la situación de las mujeres, aunque las relaciones de causalidad entre estos acontecimientos no están claras. Según Inglehart (2003) el cambio de valores que acompaña a los cambios sociales se produce en torno a dos ejes. El primero de ellos marca el paso de los valores relacionados con la supervivencia a los relacionados con la auto-expresión, por ejemplo, en las sociedades industrializadas actuales la seguridad económica perdería importancia frente a la democratización de la toma de decisiones. El segundo eje supone el paso de los valores tradicionales a la secularización, es decir la pérdida de importancia de las normas establecidas desde la moral religiosa, por ejemplo sobre las relaciones sexuales prematrimoniales, a favor de opciones más libres. Numerosos estudios muestran que estos cambios están ocurriendo, pero el debate acerca de si se producirá convergencia entre los países o si en alguno de ellos persistirán los valores tradicionales permanece abierto (Inglehart y Baker, 2000).

Por otra parte, el cambio en la situación de las mujeres y los modelos de relaciones de género también resulta relevante a la hora de interpretar los cambios familiares. La incorporación de las mujeres al mercado laboral y su acceso a los niveles más altos del sistema educativo se han relacionado con el retraso de la nupcialidad (Martínez, 2009) y también con el descenso de la fecundidad. Desde las teorías de los roles de género se menciona la difícil convivencia de esta realidad con los modelos familiares tradicionales, en los que la mujer es la encargada de las tareas de cuidado y del mantenimiento del hogar. Algunos autores han intentado explicar esto teniendo en cuenta las preferencias de las mujeres y su adaptación al contexto (Hakim, 2000). También se ha propuesto que en los países con valores de género más tradicionales, las mujeres comprometidas con su carrera buscarán relaciones de género más simétricas, y que este es un factor que pesará en su elección de pareja y en su forma de convivencia (Ono, 2003).

Por otra parte, los efectos de la individualización y de la incorporación de la mujer a la esfera pública se ven matizados por el contexto institucional, marcado básicamente por las políticas sociales existentes. Muchos autores han señalado características del contexto español que influyen en los comportamientos que investigamos aquí, por ejemplo las dificultades de acceso a la vivienda (Jurado, 2003), las políticas sociales dirigidas a la familia (Moreno, 2010) y su interacción con el mercado laboral y con otros factores como la división del trabajo doméstico y de cuidado dentro de los hogares (González y Jurado, 2006).

1.2.    Conceptos principales

El objetivo de este trabajo es estudiar los cambios que se han producido en la formación y disolución de parejas residentes en España, por lo que es conveniente que hagamos un breve repaso de los principales conceptos o comportamientos que consideraremos de ahora en adelante. En primer lugar, y siguiendo una perspectiva temporal, comenzamos por la formación de parejas. El término «pareja» o «unión» se refiere a dos personas que mantienen una relación sentimental, que pueden compartir o no domicilio. Para diferenciar la situación residencial, nos referiremos a parejas corresidenciales, cuando comparten domicilio, o no corresidenciales cuando no lo comparten. Para referirnos a las últimas utilizaremos también el acrónimo LAT, del inglés Living Apart Together, que designa a las parejas que «viven juntas separadas». El término LAT es de uso común en la literatura sobre formación de parejas.

En cuanto a las parejas corresidenciales, distinguimos dos tipos, las casadas y las no casadas. A las parejas no casadas nos referiremos con los términos «parejas no casadas», «uniones consensuales» o «cohabitación». Evitaremos el uso del término «parejas de hecho» porque es el término legal para las parejas que se registran como tales y con nuestros datos no podemos llevar a cabo esa distinción, por tanto se evitará el término jurídico para no causar equívocos.

Tras la formación de una pareja, es posible que esta se disuelva. En la literatura especializada, la palabra «disolución» no se refiere solo a las rupturas, sino también a cualquier cambio que se produce y que provoca que la pareja como tal deja de existir. Por ejemplo, la separación o el divorcio implican la disolución de la pareja, pero el matrimonio de una pareja no casada también se considera disolución, puesto que implica que la pareja no casada deja de existir.

1.3.    Fuentes de datos y metodología

Hasta el año 2006, la fuente más completa de información sobre la formación de pareja de los españoles era la Encuesta de Fecundidad y Familia (EFF) de 1995 (CIS, Estudio 2182)[2]. Esta encuesta forma parte de un proyecto internacional, que permite la comparación entre varios países, y su cuestionario central fue diseñado por el Comité Económico de Naciones Unidas para Europa[3]. En el caso español la encuesta se realizó a una muestra de 8008 mujeres de 18 a 49 años, e incluye información biográfica sobre educación, empleo, fecundidad, pareja y uso de anticonceptivos, además de recoger diversas variables socioeconómicas y algunas relacionadas con actitudes y valores (Delgado y Castro, 1998). El mismo cuestionario se aplicó también en el caso de los hombres, aunque la muestra es más pequeña (2000 hombres entrevistados).

Los datos de la EFF permitieron estudiar a las parejas españolas desde una perspectiva longitudinal (Castro, 1999), investigando qué variables influyen en las distintas transiciones vitales dentro del proceso de formación y disolución de familias. Sin embargo, en el caso de ciertos comportamientos, como las uniones no casadas o el divorcio, el número de casos en la EFF no era suficiente para llevar a cabo un análisis estadístico significativo. La necesidad de datos actualizados además se hacía más urgente debido a la rapidez de los cambios ocurridos en el comportamiento demográfico de los españoles. En 2006, el Centro de Investigaciones Sociológicas realizó la encuesta Fecundidad y Valores en la España del siglo XXI [4], entrevistando a 9373 mujeres mayores de 15 años (Delgado, 2007). El cuestionario de esta encuesta es muy similar al de la EFF: incluye información biográfica y acerca de variables socioeconómicas, así como algunas cuestiones sobre valores que no son directamente comparables con las incluidas en el cuestionario de 1995. Esta nueva fuente de datos nos permite profundizar en los cambios demográficos y puede ayudarnos a situar el caso español en el marco de la segunda transición demográfica y compararlo con otros países de nuestro entorno.

Para analizar los datos utilizaremos estadística descriptiva y análisis de regresión transversal y longitudinal, incorporando una perspectiva dinámica. Muchos de los comportamientos estudiados aquí necesitarían de un análisis estadístico bastante sofisticado para poder establecer conclusiones con seguridad. Dada la finalidad divulgativa de este texto, hemos decidido utilizar los análisis más sencillos con la idea de establecer relaciones entre variables, sin pretender en ningún momento derivar de ellos relaciones causales o capacidad predictiva. En los apartados correspondientes se explican los conceptos básicos necesarios para interpretar los resultados de los análisis de regresión[5].

1.4.    Objetivos de la investigación

El objetivo principal de esta investigación es comprender los cambios producidos en las parejas españolas en los últimos diez años, y comprobar si las trayectorias habituales han cambiado o responden a los mismos factores en 2006 y en 1995. Para ello contrastaremos los datos de las dos encuestas mencionadas, complementándolas con otras fuentes de datos cuando sea necesario, y especialmente con otro estudio del CIS, la Encuesta de Opiniones y Actitudes sobre la Familia de 2004 (Estudio 2578)[6]. Puesto que la encuesta de 2006 se realizó solo a mujeres, el análisis se hará desde el punto de vista de estas, práctica habitual en los estudios sobre comportamiento matrimonial. La estructura del estudio es la siguiente. En primer lugar se presentará una breve síntesis teórica sobre los distintos tipos de pareja y el papel que desempeñan en la biografía de los individuos, derivando hipótesis testables empíricamente. Se trata fundamentalmente de identificar los factores relevantes para el análisis, y de revisar datos anteriores sobre el caso español. Después intentaremos contrastar estas hipótesis empleando dos estrategias: en primer lugar utilizaremos una perspectiva transversal, más descriptiva, caracterizando los distintos tipos de pareja para saber si se trata de grupos sociales diferenciados; y en segundo lugar utilizaremos la perspectiva longitudinal para estudiar la formación de primeras parejas. Posteriormente estudiaremos qué ocurre tras la formación de pareja: la disolución de las primeras uniones y los factores que influyen en la separación y el divorcio. En un último apartado mencionaremos las parejas con menor presencia en las encuestas: la formación de segundas uniones, el caso de las parejas del mismo sexo y las parejas formadas por mujeres extranjeras.

2.    Los distintos tipos de pareja

En este capítulo vamos a estudiar a las parejas españolas actuales desde una perspectiva transversal. El objetivo principal es proporcionar una descripción de las características de cada tipo de pareja, haciendo hincapié en los cambios que se hayan producido en los últimos diez años. Para ello utilizaremos principalmente métodos descriptivos y también un análisis de regresión. Tendremos en cuenta tres tipos de pareja corresidencial: matrimonios, cohabitación y Living Apart Together (LAT). Dado que las uniones no corresidenciales tienen un significado específico, y además presentan dificultades para el análisis, el contraste principal a establecer será entre parejas corresidenciales casadas y no casadas, es decir, casados frente a cohabitantes.

La estructura de esta sección es la siguiente. En primer lugar, presentamos un breve marco teórico acerca de los distintos tipos de unión que consideramos, centrándonos después en las parejas corresidenciales por una parte y por otra en las que no comparten domicilio. Posteriormente revisaremos la evidencia empírica de los estudios anteriores acerca de las distintas formas de pareja en España, contrastando la información procedente de los datos de 1995 con la de 2006, y haciendo referencia a otras fuentes de datos de otras fechas que nos puedan ayudar a ilustrar tendencias o cambios. Las principales variables de interés serán la edad, el nivel educativo, la participación laboral, los valores y el reparto de las tareas del hogar. Las diferencias entre tipos de pareja serán caracterizadas en primer lugar de manera descriptiva y después utilizando un análisis de regresión.

2.1.    Las uniones corresidenciales: parejas casadas y no casadas

El proceso de formación de parejas es uno de los temas más estudiados dentro de la sociología de la familia, y existen numerosas teorías que intentan explicar el comportamiento nupcial desde distintos puntos de vista: del calendario, del mercado matrimonial, de la economía individual o los valores (Martínez, 2009). Hasta hace muy poco tiempo, la única forma de pareja corresidencial admitida como habitual en España era el matrimonio. En la actualidad, el matrimonio sigue siendo la forma de unión mayoritaria entre las parejas españolas, pero la opción de formar una pareja no casada ha ganado adeptos y está bastante implantada en la sociedad. Como se menciona en el capítulo anterior, las encuestas muestran además un alto grado de opiniones positivas acerca de la igualación de derechos entre parejas casadas y no casadas. Aunque en nuestro país se trata de un fenómeno relativamente reciente, en otros países europeos las uniones consensuales comenzaron su difusión mucho antes, a principios de los años setenta. En Suecia, uno de los países precursores de esta alternativa al matrimonio, se ha detectado un doble origen de este tipo de uniones, que se sitúa a finales del siglo XIX (Hoem y Rennermalm, 1992): por una parte, entre los trabajadores del sector industrial que no podían afrontar los costes de una boda; por otra, entre los llamados «matrimonios de Estocolmo», formados por intelectuales que se oponían a la institución tradicional. Este doble origen de la cohabitación se mantiene de alguna forma en la actualidad, pero hoy en día en Suecia la cohabitación es un tipo de convivencia tan generalizado que ya no selecciona parejas con un perfil concreto.

Aunque las uniones consensuales son muy frecuentes en muchos países europeos, hay importantes diferencias entre el número de parejas que conviven sin casarse; tanto desde una perspectiva transversal (cuántas parejas conviven sin casarse en un momento dado del tiempo) como desde un punto de vista longitudinal (cuántos individuos han vivido en una unión no casada en algún momento de su biografía). Por ejemplo, a los 25 años, el 46 por ciento de las mujeres francesas y el 74 por ciento de las suecas nacidas entre 1960 y 1965 habían vivido en una unión de este tipo, frente a solo el 7 por ciento de las mujeres españolas (Kiernan, 2001). Estas variaciones en la distribución han originado numerosos estudios sobre la extensión de la cohabitación en las distintas áreas geográficas (Batalova y Cohen, 2002; Höpflinger, 1999; Iacovou, 1998; Nazio y Blossfeld, 2003).

Heuveline y Timberlake (2004) han partido de estos estudios descriptivos, y han investigado el lugar que ocupa la cohabitación en la biografía de los individuos y su relación con la formación de familia, identificando seis tipos ideales de cohabitación. Sus indicadores principales son: la incidencia de la cohabitación (porcentaje de parejas que han cohabitado en algún momento de su biografía), la duración media de las uniones y el porcentaje de estas que termina en matrimonio[7]. Esta clasificación, que se resume en la tabla 1, presenta una serie de aspectos discutibles, pero se trata de la clasificación más exhaustiva de la que disponemos hasta el momento. Discutir sus características en profundidad no es el objetivo de este trabajo, y por eso vamos a centrarnos solo en sus implicaciones en el caso español; la tabla 1 resume la clasificación, las principales características de cada tipo ideal y los países que ejemplifican cada categoría.

De acuerdo con estos autores, el papel de la cohabitación en el proceso de formación de familia en España es calificado de «marginal» debido a la baja incidencia, corta duración y alto porcentaje de uniones que terminan en matrimonio. Si bien no puede negarse, al menos con los datos de mediados de los noventa de que disponían estos autores, que las uniones de hecho en España eran marginales en términos cuantitativos, nos parece que con esto no quedan caracterizadas de manera suficiente. En el momento de diseñar la clasificación el porcentaje de uniones no casadas era bajo, pero esto no impide que pudieran ser mayoritariamente una alternativa al matrimonio, o un paso previo; lo que sí significa es que se dispondrá de pocos casos en cualquier estudio sobre este tema, y que por lo tanto es necesaria prudencia a la hora de hacer inferencias sobre los resultados obtenidos. El adjetivo «marginal» se refiere principalmente al número de uniones, pero no a sus características diferenciadoras, y esto es lo que vamos a intentar establecer en este trabajo.

Tanto en esta clasificación como en otros estudios relacionados con la naturaleza de las uniones no casadas la categoría de referencia obligada es el matrimonio, y por tanto una parte importante de la literatura se ha centrado específicamente en establecer las relaciones entre ambos tipos de unión. Simplificando mucho, las principales tesis definen la cohabitación bien como un estado alternativo al matrimonio o bien como un estado previo a este (Rindfuss, 1990). Vamos a examinar brevemente las distintas posibilidades.

Tabla 1.    Tipos ideales de uniones de hecho

Fuente: Heuveline y Timberlake (2004).

Las uniones consensuales podrían ser alternativas al matrimonio en dos sentidos principales: porque sus miembros no quieren casarse o porque no pueden hacerlo. Si se trata de imposibilidad, esta puede ser bastante difusa, y abarcaría casos muy diversos, por ejemplo si uno de los miembros de la pareja está casado con otra persona, si se carece de la documentación necesaria para formalizar el matrimonio, o si se dan situaciones de parentesco que implican una imposibilidad legal para casarse. En otros casos, sin embargo, la imposibilidad es relativa, y lo que ocurre es que la pareja no puede casarse en las condiciones que considera adecuadas; esto último está relacionado en muchas ocasiones con los requisitos económicos asociados al matrimonio o a su celebración, como han mostrado varios estudios cualitativos en el caso de EE.UU. (por ejemplo: Smock et al., 2005). Estos requisitos económicos tienen que ver con las normas sociales existentes, que establecen por ejemplo la costumbre de que la nueva pareja adquiera una vivienda o pague una costosa celebración. Así, la naturaleza del vínculo de este tipo de uniones sería similar a la de los matrimonios, porque existe un compromiso y voluntad de permanencia. Sin embargo, es muy probable que estas parejas se diferenciaran de los casados a nivel socioeconómico, ya que la imposibilidad de contraer matrimonio se basaría en normas sociales acerca del nivel de ingresos o estabilidad laboral deseables que esas parejas no pueden alcanzar (Clarkberg, 1999; Waite y Spitze, 1981).

Otra posibilidad que convierte a las uniones consensuales en alternativa al matrimonio es que la pareja sencillamente no quiera casarse. Esta opción agruparía tanto a los que se oponen al matrimonio por razones ideológicas como a los que creen en el matrimonio pero consideran que no es el momento de casarse porque la relación no constituye (por la razón que sea) un vínculo lo suficientemente fuerte; este último grupo de cohabitantes representaría lo que se ha llamado «vínculo débil» (Schoen y Weimick, 1993). Así, el primer grupo será difícilmente distinguible de los casados, mientras que el segundo grupo mostrará uniones más breves y que terminan en ruptura o matrimonio. Algunas investigaciones recientes apuntan a un motivo adicional para no casarse, que sería la creencia por parte de las parejas de que ambas uniones tienen los mismos efectos legales y que no hay diferencias entre ellas (Barlow, 2001).

Por último, las uniones consensuales podrían constituir un paso más en el proceso de formación de familia, y la razón más intuitiva para ello es que pueden funcionar como un periodo de prueba para la vida en común. Este periodo de prueba no era aceptable en España en épocas anteriores, pero en la actualidad el cambio de valores de la sociedad hacia una mayor individualización y a la normalización de las relaciones prematrimoniales lo ha hecho posible. La cohabitación sería un periodo de prueba que, de salir bien, terminaría en matrimonio y de lo contrario en ruptura (Rao Sahib, 2003). Esta última opción, que significaría la inclusión de la cohabitación como un paso más en el proceso de noviazgo, parece muy racional, pero se produce la paradoja siguiente: en la literatura internacional se constata que las parejas que han convivido antes de casarse presentan una probabilidad de separarse mucho más alta que los que se casan directamente (Demaris y Rao, 1992). Esta regularidad empírica la exploraremos en otra sección de este estudio, pero no invalida necesariamente la idea de que la cohabitación funciona como una prueba de la relación, ya que no podemos saber qué habría pasado si esas parejas se hubieran casado directamente. Su propensión a la ruptura puede deberse a otros factores o a efectos de composición (por ejemplo, por su estructura de edad, preferencias vitales, etc.).

Finalmente, no podemos descartar que la cohabitación tenga un significado más flexible que los propuestos en las líneas anteriores, y que su propia naturaleza haya sido cambiante, adquiriendo incluso un significado dinámico dentro de cada unión. Así, una pareja podría empezar cohabitando como paso previo al matrimonio pero más adelante decidir que ese modo de vida puede funcionar como estado permanente (Murphy, 2000).

De estas diferencias teóricas entre los posibles roles o significados de las uniones consensuales se pueden derivar implicaciones empíricas. Así, numerosos estudios han encontrado diferencias significativas entre los integrantes de uniones matrimoniales y consensuales en lo que se refiere a las variables que normalmente se relacionan con el matrimonio. Entre las variables de interés se mezclan las socioeconómicas: nivel educativo (Blossfeld y Huinick, 1991; Thornton et al., 1995); relación con el empleo (Clarkberg, 1999; Smock y Manning, 1997), valores y religiosidad (Bumpass et al., 1991; Lehrer, 2004); con las que están más relacionadas con el proceso de formación de familia, como la fecundidad (Blossfeld y Mills, 2001; Brien et al., 1999) o el lugar que ocupa la unión en la biografía de los individuos[8]. Muchas de estas variables presentan efectos distintos en los países estudiados. Así, por ejemplo, mientras que en los países anglosajones las uniones de hecho están formadas por individuos con un nivel educativo y económico medio-bajo, en los países nórdicos no parece haber diferencias, y en el caso español el perfil parece más bien el contrario (Meil Landwerlin, 2003). Más adelante veremos con detalle las características principales de las uniones de hecho en España según los estudios existentes.

2.2.    Las parejas no corresidenciales

La mayoría de estudios sobre parejas y formación de familia se centran en las parejas que comparten domicilio. Así, se hacen comparables las personas solteras que no tienen pareja y las que sí tienen una relación estable pero no comparten domicilio con esta. Actualmente se cuestiona esta asunción que equipara pareja y corresidencia (Roseneil, 2006) y se plantea la separación de conceptos. A la vez, en algunos países del norte y centro de Europa se está reconociendo una nueva forma de pareja caracterizada precisamente por no compartir el mismo domicilio, y que se denomina LAT, siglas en inglés de Living Apart Together, o vivir juntos por separado. Este tipo de pareja se ha definido como «una relación de pareja entre dos individuos que viven en domicilios diferentes y que se ven a sí mismos como una pareja y son reconocidos como tales por amigos y familiares» (Haskey, 2005). Una parte de esta definición es más objetiva, pero la otra se basa fundamentalmente en elementos subjetivos: reconocerse y ser reconocido como pareja por los demás. Resulta difícil determinar el peso numérico de estas parejas, ya que se necesitan encuestas con preguntas especialmente diseñadas que no se formulan habitualmente. Mientras que en muchas encuestas se incluye una pregunta sobre el estado civil del entrevistado (que suele incluir la convivencia sin matrimonio), para determinar el número de uniones LAT deben formularse preguntas sobre relaciones sentimentales y su duración, y esto no es frecuente. En nuestro caso, solo disponemos de esa información en las encuestas estudiadas, y aun así, solo podemos investigar este tipo de uniones de forma transversal, puesto que no se incluye información retrospectiva sobre ellas. De ahora en adelante, definimos como LAT a las parejas que tienen una relación estable sin compartir domicilio y como requisito de estabilidad establecemos que la relación haya durado al menos dos años.

En los países escandinavos, donde existen más estudios sobre las relaciones LAT, estas parejas muestran un perfil diferenciado. No se trata tanto de parejas jóvenes, que en los países del norte de Europa forman uniones consensuales de forma temprana, como de parejas de una edad más elevada, que deciden mantener este tipo de relación como una alternativa al matrimonio. A menudo se trata de individuos que ya han tenido una experiencia de matrimonio y separación o divorcio, que tienen menores o personas mayores a su cargo y prefieren mantener los dos domicilios separados para no introducir cambios en sus rutinas diarias (Levin, 2004). Para ellos se trata de una decisión estratégica, en la que no intervienen factores como la inestabilidad laboral o las dificultades de acceso a una vivienda; todo lo contrario, son parejas económicamente capaces de mantener dos hogares separados.

En el caso español, estudios anteriores han mostrado que este tipo de parejas LAT está prácticamente ausente. Según un estudio basado en la Encuesta de Fecundidad y Familia de 1995 (Castro et al., 2008), solo un 1 por ciento de las parejas que mantenían una relación estable en domicilios separados contaban entre sus miembros con una persona separada o divorciada. Más bien su perfil era el de uniones jóvenes (menores de 34 años), que nunca habían compartido residencia con una pareja, y para las que este tipo de relación representa un preludio a la convivencia. El perfil sociodemográfico que presentan es de un nivel educativo alto, con residencia en el domicilio de los padres, un número elevado eran estudiantes y, al contrario de lo que esperaba el estudio mencionado, no se daba una influencia clara de la inestabilidad laboral en el hecho de no convivir con la pareja. El perfil es similar para hombres y mujeres, y entre estas, la mitad de las encuestadas tenía intención de convivir con su pareja en los próximos dos años. Este perfil se aproxima mucho más al noviazgo tradicional que a las parejas LAT de los países europeos.

2.3.    El perfil sociodemográfico de las parejas

El número de matrimonios que se producen cada año en España está descendiendo, y en 2006 se situaba en 4,6 matrimonios por cada mil habitantes, frente a 5,1 en 1995. Este descenso en la tasa de matrimonios ha ido acompañado de una edad cada vez más tardía al contraer el primer matrimonio y de un aumento de la proporción de matrimonios civiles, que representan ya el 46,1 por ciento de todos los matrimonios celebrados en España, mientras que en 1995 no llegaban al 23 por ciento. Además, desde 2005 se permite el matrimonio entre personas del mismo sexo, que constituye alrededor del 2 por ciento de todos los matrimonios[9]. Mientras que podemos acudir a las estadísticas oficiales para conocer el número de matrimonios, para estimar el número de parejas que conviven sin papeles y el número de parejas que no comparten domicilio debemos acudir a encuestas específicas. La tabla 2 presenta la distribución muestral de las dos encuestas analizadas en este estudio.

Tabla 2.    Distribución muestral de las principales variables estudiadas (frecuencias absolutas y ponderadas), por año de la encuesta

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de los Estudios 2639 y 2182 del CIS.

Podemos ver que el porcentaje de mujeres solteras o en una unión LAT es muy similar en ambas encuestas, mientras que en 1995 el porcentaje de matrimonios (69 por ciento de la muestra) era superior al porcentaje de 2006 (59 por ciento de la muestra). En cambio, el porcentaje de mujeres que viven en pareja sin casarse es un 12 por ciento en 2006, frente a un 3,6 en 1995. La muestra de 1995 tiene una media de edad más joven que la de 2006, en la que hay menor representación de mujeres menores de 29 años. El nivel educativo de las mujeres entrevistadas también es diferente en ambos casos, y detectamos porcentajes menores de mujeres con estudios primarios, así como porcentajes superiores de mujeres con estudios de secundaria postobligatoria o universitaria en la encuesta de 2006. Este hecho es coherente con la mayor presencia femenina en los niveles educativos superiores. También encontramos distintas distribuciones de la variable de relación con el empleo, ya que en la muestra de 2006 hay más mujeres activas y menos amas de casa que en la de 1995. Estas diferencias en la composición socioeconómica de la muestra también son coherentes con los cambios que se han producido en la situación de las mujeres en España.

Si consideramos solo el total de mujeres que tienen pareja corresidencial, en 1995 las parejas no casadas representaban el 5 por ciento. De ellas, el 72 por ciento eran solteras y formaban uniones pre-maritales. Dado que en 2006 las encuestadas presentaban un perfil de edad más elevado, aumentaría la probabilidad de encontrar mujeres que hubieran experimentado un divorcio y formado una segunda unión. En 2006 las uniones no casadas representaban el 10 por ciento de todas las uniones corresidenciales, sin embargo, entre las cohabitantes, la mayoría (77,5 por ciento) estaba soltera y un 20 por ciento eran mujeres separadas o divorciadas, para las que esta convivencia era una unión post-marital. Esto no quiere decir que no haya aumentado en realidad el número de parejas no casadas post-maritales, pero en todo caso el aumento de las uniones no casadas ha sido mayor para las parejas pre-maritales.

Además de observar las diferencias en términos del número de uniones entre ambas encuestas, es interesante observar si las mujeres que conviven en una forma u otra de unión constituyen grupos diferenciados, o bien si no hay factores que se asocien a los distintos tipos de pareja. A continuación, en este apartado examinaremos la edad, el nivel educativo, la comunidad de residencia, la actividad laboral y otras variables relevantes para proporcionar una descripción más precisa de los diferentes tipos de unión.

Los estudios previos sobre la cohabitación y las parejas LAT en España han mostrado que el perfil de edad de ambos tipos de pareja es más joven que el de las mujeres casadas. La tabla 3 presenta la distribución de grupos de edad para cada forma de convivencia, comparando los datos de 1995 con los de 2006. Comenzando por las casadas, se observa que en 2006 ha aumentado el peso porcentual de las mujeres mayores de 34 años, mientras que ha descendido el peso de todos los grupos de edad inferiores a 34. Si consideramos jóvenes a las mujeres menores de 34 años, podemos decir que el grupo de las casadas presenta en 2006 un perfil de edad más elevado que en 1995. Las cohabitantes, en cambio, muestran cambios de menor magnitud: en 2006 hay un ligero incremento del porcentaje de mujeres de entre 45 y 49 años y de las que tienen entre 30 y 34, mientras que se da un descenso entre las que tenían entre 20 y 24. Si utilizamos la referencia de los 34 años de nuevo y sumamos los porcentajes, observamos que en 1995 las mujeres menores de 34 representaban el 75 por ciento de las cohabitantes, mientras que en 2006 representan un 73,8. Parece, pues, que el perfil de edad no ha cambiado de manera significativa. En las parejas LAT los datos de 2006 muestran un peso mayor de todos los grupos de edad mayores de 24 años, aunque la mitad de las mujeres en ese tipo de unión tienen menos de 24 años. En el caso de las mujeres sin pareja también en 2006 aumenta de manera significativa la presencia de grupos de edad superiores a los 29 y desciende el de las menores de 29. A pesar del cambio, dentro de las solteras el grupo mayoritario continúa siendo el de las menores de 29 años.

Tabla 3.    Distribución de la muestra por edad de las entrevistadas, tipo de pareja y año de la encuesta

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de los Estudios 2639 y 2182 del CIS.

En EE.UU., donde existe mucha información disponible, diversos estudios muestran que los cohabitantes tienen un nivel educativo menor que los casados (Clarkberg, 1999; Liefbroer y Corijn, 1999). En España, los estudios realizados con datos de la EFF mostraban la circunstancia contraria (Domínguez y Castro, 2008; Meil, 2003), que se vio confirmada por los datos del Censo 2001, aunque en 2001 las diferencias se habían reducido bastante (Castro y Domínguez, 2008). En el gráfico 1 se compara el nivel educativo de las mujeres según el tipo de pareja. Si observamos la distribución en 1995, y consideramos que se ha conseguido un nivel educativo alto si este es superior a la secundaria obligatoria, las mujeres solteras o en una pareja LAT mostraban un nivel educativo más alto: casi el 60 por ciento de ellas tenían un nivel educativo de secundaria post-obligatoria o universitaria. Entre las mujeres cohabitantes los niveles educativos altos tenían menos presencia (45 por ciento) y el grupo en el que menos mujeres habían seguido estudios post-obligatorios eran las casadas, con un 24 por ciento. En 2006 lo primero que se observa es un aumento general del nivel educativo, ya que el porcentaje de mujeres con estudios de secundaria post-obligatoria o superiores aumenta en todos los grupos, a la vez que desciende el porcentaje de mujeres con estudios primarios o de secundaria obligatoria. Las solteras y LAT continúan siendo los grupos en los que hay más mujeres con niveles educativos altos, pero en este caso las solteras superan a las LAT. Las mujeres cohabitantes tienen un nivel educativo más elevado que las casadas, pero en 2006 las distancias son menores que en 1995: casi un 46 por ciento de las casadas tenían estudios de secundaria post-obligatoria o superior frente a un 57,7 por ciento de las cohabitantes.

Gráfico 1.    Distribución de la muestra por nivel educativo, tipo de pareja y año de la encuesta

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de los Estudios 2639 y 2182 del CIS.

En cuanto a la relación con la actividad económica, las uniones consensuales se han relacionado con la falta de seguridad material y laboral que funciona como un requisito —una norma social no escrita— para el matrimonio (Kravdal, 1999). En el caso americano, el bajo nivel educativo de los cohabitantes (comparados con los casados) se suele relacionar con un nivel económico también más bajo, y por tanto con una menor capacidad de afrontar los gastos asociados al matrimonio. Además, se ha hablado de las uniones consensuales como un tipo de unión más igualitaria que el matrimonio, en lo que se refiere a roles y valores de género pero también en cuanto al reparto de las tareas del hogar (Batalova y Cohen, 2002). Si esto fuera cierto, la proporción de mujeres especializadas en el trabajo doméstico sería mayor entre las casadas. Esto se confirma en estudios previos realizados con datos de la EFF, en los que las diferencias entre los dos tipos de uniones eran notables: el porcentaje de mujeres activas (trabajando o en paro) entre las cohabitantes es de un 75 por ciento, mientras que entre las casadas no llega al 50 por ciento (Castro y Domínguez, 2008; Meil, 2003). La diferencia se atenuaba al examinar solo las cohortes más jóvenes, pero seguía siendo significativa. El Censo de 2001 volvía a confirmar esta distribución y, como en el caso de la educación, las diferencias se habían reducido: el 50,3 por ciento de las mujeres casadas trabajan, frente al 63,8 por ciento de las cohabitantes; en cambio, estas últimas sufren más paro (14,6 por ciento) que las casadas (10,7 por ciento). La distribución para sus parejas es más parecida, tienen la misma proporción de ocupación, pero entre los hombres en unión de hecho había más paro (10,1 por ciento frente al 5,7 por ciento de los casados); lo cual apunta de nuevo a una mayor inestabilidad económica entre los cohabitantes (Castro y Domínguez, 2008).

Los datos sobre actividad laboral que representamos en el gráfico 2 nuevamente comparan los distintos tipos de convivencia y parecen confirmar la tendencia hacia una mayor homogeneización entre las uniones. En 1995 el gráfico muestra que entre las mujeres casadas más de la mitad eran amas de casa, y un 38 por ciento trabajaban fuera de casa. Las mujeres en otros tipos de pareja muestran una mayor participación laboral y porcentajes menores de amas de casa. Las cohabitantes eran el grupo más parecido a las casadas, pero con porcentajes menores de amas de casa y mayor número de mujeres activas y desempleadas. Las LAT eran las que mostraban más participación laboral y una representación significativa de estudiantes. En 2006 observamos además un cambio reseñable a nivel general, que es el aumento del porcentaje de mujeres laboralmente activas en todos los tipos de pareja, especialmente entre las solteras y las casadas, entre las que en cambio desciende el porcentaje de amas de casa. Así, mujeres casadas y cohabitantes muestran perfiles de actividad más parecidos que en 1995. Es destacable la reducción del porcentaje de estudiantes entre las mujeres en una pareja LAT. Este dato es coherente con el ligero aumento de edad de este grupo, y podría reflejar un periodo más dilatado de residencia en el domicilio paterno y el retraso en la formación de una unión corresidencial.

Gráfico 2.    Distribución de la muestra por actividad laboral, tipo de pareja y año de la encuesta

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de los Estudios 2639 y 2182 del CIS.

En el caso español también podemos observar la distribución geográfica de las uniones no casadas, que no es uniforme porque tanto la soltería como la cohabitación suelen ser más frecuentes en las grandes áreas urbanas. En 1995, la mayor presencia de uniones no casadas se localizaba en Madrid, Cataluña, Baleares y Canarias. La Encuesta de Fecundidad de 1999 registró aumentos muy significativos de uniones alternativas en otras regiones como La Rioja (Meil Landwerlin, 2003). Los datos del Censo de 2001 confirmaron que las uniones consensuales tienen más presencia en estas comunidades (Castro y Domínguez, 2008). La tabla 4 resume la distribución de los distintos tipos de pareja por comunidad autónoma, incluyendo las mujeres que no tienen pareja estable (solteras), con los datos de 2006. En esta tabla podemos apreciar que las comunidades en las que las mujeres viven en una menor proporción en uniones casadas son Canarias, Cantabria, Cataluña, Galicia y Madrid, aunque esto se debe en algunos casos a un mayor número de parejas no casadas (Canarias, Cataluña y Madrid) y en otros al de solteras o LAT (Cantabria y Galicia). En total, solo el 13 por ciento de las mujeres de la muestra cohabitaban en el momento de la encuesta, pero si consideramos su presencia entre el total de uniones corresidenciales, representan el 20 por ciento.

Tabla 4.    Distribución porcentual de las uniones por tipo de unión y comunidad autónoma de residencia (2006)

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del Estudio 2639, CIS.

El fenómeno de la inmigración ha influido también en los actuales cambios demográficos, ya que al menos la primera generación de inmigrantes sigue los patrones comunes en sus países de origen. Así, en el Censo de 2001, de todas las mujeres en unión, el 82 por ciento de las extranjeras formaban uniones casadas, frente al 92 por ciento de las españolas. Las mujeres residentes en España y procedentes de otros países de la UE son las que más cohabitan: el 23 por ciento de las uniones que forman son sin papeles, seguidas por las de América Latina, con un 21 por ciento de uniones de hecho. Estos porcentajes se incrementan ligeramente en los datos de 2006, y son coherentes con la distribución geográfica de la tabla 2, ya que los inmigrantes suelen concentrarse en las áreas de mayor florecimiento económico y por tanto con mayor oferta de empleo, que en nuestro caso coinciden con las que registran a su vez un mayor índice de cohabitación.

Hemos visto que el patrón de edades es diferente, que los perfiles educativos y laborales de las mujeres también varían con el tipo de unión y que la nacionalidad y el lugar de residencia pueden tener una influencia sobre el tipo de pareja que se forma; pero hay otras variables que han interesado a la literatura sociológica en cuanto a las posibles diferencias entre uniones consensuales y matrimonios. La tabla 1 del Anexo recoge la distribución de la muestra por tipo de pareja para las dos encuestas comparadas aquí. Es interesante por ejemplo examinar los niveles de homogamia, que se ha considerado como un indicador potencial de estabilidad en las uniones (Smock, 2000). La homogamia implica que ambos miembros de la pareja muestran un valor igual en una variable determinada, y puede referirse a la edad, religión, nacionalidad o nivel educativo. El Censo constituye una buena fuente de datos para la homogamia, dado que recoge datos de ambos miembros de la pareja. Aunque no incluye información sobre religiosidad, sí lo hace sobre las demás variables, y el análisis de sus datos muestra que en 2001 los matrimonios eran más homógamos que las parejas de cohabitantes. En el 63 por ciento de los matrimonios existe una diferencia de edad entre los cónyuges de menos de 4 años; esto es así solo en el 53 por ciento de las uniones no casadas. El 54,6 por ciento de los matrimonios tienen el mismo nivel educativo frente al 49,2 por ciento de las uniones no matrimoniales, y la última diferencia se debe sobre todo a que en las cohabitaciones es más común encontrar mujeres con niveles educativos más altos que sus parejas (29,6 por ciento frente al 23,5 por ciento de las casadas). En el 5 por ciento de los matrimonios residentes en España al menos uno de los cónyuges es extranjero; esto es así en el 15 por ciento de las uniones consensuales (Castro y Domínguez, 2008).

Otra variable asociada a la situación económica o la estabilidad es el régimen de tenencia de la vivienda. España es el país de la UE con mayor tasa de propietarios, en torno al 85 por ciento, y el alquiler se ha asociado a familias con pocos recursos o bien a individuos con elevada movilidad geográfica (Leal Maldonado, 2000). La EFF y el Panel de Hogares de la Unión Europea (PHOGUE) mostraban que los cohabitantes alquilan con mucha más frecuencia que los casados, y este dato es coherente con los datos del Censo 2001: el 32,9 por ciento de las uniones de hecho vivían en una vivienda alquilada, frente al 17,9 por ciento de las parejas casadas, cuyo porcentaje se acerca bastante al 15 por ciento de la media nacional; los cohabitantes doblan esa media (Castro y Domínguez, 2008). De nuevo debemos ser cautos a la hora de interpretar esta asociación. El mayor nivel de alquiler entre los no casados puede deberse a la falta de recursos para acceder a una vivienda en propiedad, pero también a la provisionalidad de la unión, o al momento del ciclo vital (por ejemplo periodos de estudio o de movilidad laboral).

En 2006 se vuelve a manifestar esa diferencia, pero el porcentaje de parejas no casadas con un piso en propiedad ha aumentado. Hay que tener en cuenta que se trata mayoritariamente de parejas de menos de 45 años, con lo cual es probable que muchas de ellas accedieran a su primera vivienda durante el boom inmobiliario, de hecho entre los casados más jóvenes la distribución del tipo de vivienda es más similar a la de los cohabitantes. Las mujeres solteras y sobre todo las que tienen una pareja LAT muestran porcentajes muy altos de residencia en una vivienda cedida, pero esto se debe a que en muchos casos viven con sus padres —que son los propietarios de la vivienda— sin pagar ningún alquiler, y por lo tanto aparecen dentro de la categoría de «cedida» sin que esto implique que vivan separadas de sus familias.

Además, dada esta tendencia a abandonar el domicilio de los padres de manera tardía, una variable que resulta interesante en España es la que considera si la entrevistada ha vivido alguna vez fuera del domicilio paterno, que aquí incluimos si esa estancia fue superior a 12 meses, ya sea por motivos laborales, personales o de estudios. Esta variable puede estar midiendo los recursos económicos disponibles, que marcarían la posibilidad de independencia residencial, pero también se relaciona con la experiencia vital (Berrington y Diamond, 1999). En la encuesta de 1995, la diferencia entre casadas y cohabitantes en cuanto a esta experiencia era estadísticamente significativa: una cuarta parte de las cohabitantes habían vivido fuera del hogar paterno antes de formar pareja, frente a un 14 por ciento de las casadas. Estas diferencias disminuyen en los datos de 2006, y podrían deberse a las estructuras de edad de los dos grupos. No podemos medir esta variable en el caso de las LAT porque la vida fuera del hogar paterno se formuló solo a las entrevistadas que en algún momento habían formado una unión corresidencial.

Por último, una variable de suma importancia a la hora de comparar tipos de uniones es la fecundidad. La tasa de nacimientos fuera del matrimonio en España ha sido tradicionalmente muy baja; en 1975, solo el 2 por ciento de los nacimientos se producían fuera del matrimonio, pero el número ha ido aumentando y en 2008 fueron extramatrimoniales una tercera parte de los nacimientos. Esta tasa de nacimientos no matrimoniales no es muy elevada si se compara con otros países europeos, pero el aumento ha sido muy significativo y rápido. Aunque las uniones consensuales sean en parte responsables del aumento, el matrimonio sigue asociándose con tener hijos: según los datos del Censo, el 53,6 por ciento de las uniones de hecho no tenían hijos, frente al 19,8 por ciento de las casadas (Castro y Domínguez, 2008). Así que en España, como en otros países del entorno, la tendencia es a legitimar los hijos dentro del matrimonio (Baizán et al., 2003; Blossfeld et al., 2003), lo que se corresponde con las opiniones expresadas en las encuestas. El matrimonio sigue siendo el tipo de unión preferente para criar a los niños: más del 80 por ciento de las parejas casadas tienen descendencia, frente al 50 por ciento de las parejas cohabitantes, aunque se ha reducido un poco el porcentaje para todas. En el caso de las LAT, solo un 10 por ciento tiene hijos y este porcentaje no varía de una encuesta a otra.

2.4.    Pareja y valores

La literatura considera también que uno de los factores que influyen en el tipo de pareja escogido se relaciona con los valores y los roles de género. En los países del sur de Europa encontramos un nivel de desigualdad de género superior al de otros países europeos, y esto podría influir en las decisiones de formación de pareja de las mujeres que no quieren adaptarse a los roles tradicionales (Ono, 2003). Además, una de las características de las uniones no casadas frente a los matrimonios, que está presente en todos los países de los que se dispone de datos, es una idea más igualitaria acerca de los roles de género (South y Spitze, 1994) y en algunos casos también diferencias en cuanto a otros valores relacionados con la familia o el postmaterialismo (Lewis, 2001). En esta sección el análisis tendrá en cuenta, además de las encuestas de 1995 y 2006, los datos del estudio de 2004 Opiniones y actitudes sobre la familia (Estudio 2578, CIS), complementándolos con la Encuesta de Empleo del Tiempo (2003, INE).

La tabla 5 muestra el porcentaje de mujeres que se decantan por una pareja igualitaria o por la especialización tradicional según el tipo de pareja en que vivían en la encuesta de 2006. Aunque es necesario aclarar que la mayoría de mujeres de todas las uniones elegían el modelo igualitario, parece que las casadas se muestran ligeramente más partidarias de la familia tradicional que las cohabitantes, y estas, a su vez, lo son más que las LAT.

Tabla 5.    Porcentaje de entrevistadas que prefiere una familia con determinadas características, por tipo de unión

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta 2639 del CIS.

Los roles de género más igualitarios se suelen relacionar con una división del trabajo más igualitaria. Es decir, que comparados con las uniones casadas, los cohabitantes no solo se muestran más partidarios del ideal de familia igualitario, sino que comparten más tareas del hogar y se ajustan más al modelo de pareja de doble ingreso y menos al modelo tradicional del male breadwinner, en el cual el hombre trabaja fuera de casa y la mujer se encarga básicamente del cuidado del hogar y los hijos. En nuestro caso, la EFF nos proporcionaba evidencia empírica sobre esto en 1995, puesto que recoge información acerca de las tareas domésticas. En concreto, se preguntó a las encuestadas quién era responsable de realizar una serie de tareas domésticas en sus hogares: si la entrevistada, su pareja, ambos por igual o terceras personas. La tabla 6 presenta la proporción de tareas realizada por cada miembro de la pareja o por ambos (se incluyen aquí si lo hace una tercera persona), para las distintas tareas consideradas, y desde el punto de vista de las mujeres. Se tienen en cuenta solo las parejas de doble ingreso.

Tabla 6.    Principal responsable de las tareas del hogar, por tipo de unión y tarea (1995)

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del Estudio 2182, CIS.

Los datos de la tabla 6 muestran que las mujeres siempre son las principales responsables de las tareas (más de la mitad de las mujeres se consideraban responsable principal de cada una de ellas), pero la proporción de parejas que comparten la responsabilidad es siempre mayor entre los cohabitantes, para todas las parejas consideradas. Para los que viven en pareja sin casarse, la proporción de parejas que comparten es más alta y en dos casos (las compras y la limpieza de los platos) alcanza el 50 por ciento. Por tanto, la distribución de las tareas parece más igualitaria en las uniones no casadas que en los matrimonios. Estos resultados confirman lo que ya han apuntado otros autores (Meil, 2003). Desafortunadamente, la encuesta de 2006 no contiene información sobre las tareas del hogar, así que no podemos investigar su evolución, pero los datos de la Encuesta de Empleo del Tiempo[10] (INE, 2003), que son los más adecuados para comprobar la dedicación real a estas actividades, sí que nos permiten ver que la diferencia se mantiene en fechas más recientes. La tabla 6 resume, de nuevo para las parejas de doble ingreso, el tiempo total en minutos dedicado por hombres y mujeres al cuidado del hogar y a cada una de las tareas consideradas (las reparaciones se incluirían en la última categoría). Las dos últimas líneas de la tabla muestran el porcentaje que representa la contribución de cada miembro dentro de la pareja. Sigue resultando evidente que las mujeres dedican más tiempo y hacen entre el 70 y el 80 por ciento del total de tareas en sus hogares, pero entre los hombres hay diferencias importantes, ya que en las parejas no casadas son responsables de un 30 por ciento del tiempo invertido en cuidados del hogar, frente a un 20 por ciento de los casados. Los hombres en parejas no casadas también hacen una proporción mayor de tareas consideradas rutinarias o «femeninas», frente al patrón tradicional de participación masculina en las tareas del hogar, que solía asociarse a tareas más lúdicas u ocasionales (jardinería, cuidado del coche, recados los fines de semana, etc.).

Tabla 7.    Tiempo total invertido en las tareas del hogar (en minutos) y proporción de las tareas realizadas, por tipo de unión y tarea (2003)

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de la EET 2002-2003, INE.

El reparto más igualitario de las tareas y una tolerancia más elevada hacia las formas de familia alternativas se reflejan también en la aprobación del modelo de familia contrario al tradicional. El gráfico 3 representa el grado de acuerdo con la afirmación «No está bien que el hombre se quede en casa y cuide de los hijos y la mujer se vaya a trabajar». El acuerdo entre los casados superaba el 20 por ciento, mientras que los solteros y los cohabitantes se mostraban mucho más favorables, aunque no totalmente, a la inversión de los roles de género tradicionales.

Además de la división del trabajo doméstico podemos saber si las distintas parejas difieren en cuanto a otros valores, por ejemplo los familiares. La encuesta Opiniones y actitudes sobre la familia (CIS) de 2004 incluye también información acerca de comportamientos familiares innovadores y, en concreto, se plantea el acuerdo o desacuerdo con la afirmación siguiente: «si una mujer quiere tener un hijo por su cuenta, y no quiere tener una relación con un hombre, puede hacerlo». Entre las casadas, el porcentaje que se mostraba de acuerdo o muy de acuerdo era un 82,72 por ciento, entre las cohabitantes un 89,57 y entre las mujeres con una relación LAT un 89,43 por ciento. De nuevo nos encontramos con que las cohabitantes y LAT son un poco más tolerantes que las casadas, pero hay que destacar que estas diferencias se producen dentro de un nivel muy alto de tolerancia general. Las parejas no casadas se muestran también más favorables hacia el matrimonio homosexual y hacia la posibilidad de que las parejas del mismo sexo adopten a un niño. Además, el 74,6 por ciento de los cohabitantes se mostraba a favor del matrimonio entre personas del mismo sexo, frente a solo el 48,56 de los casados. En cuanto a la adopción, solo el 34,3 por ciento de los casados se mostraban a favor, frente a un 54 por ciento de los cohabitantes. Si tenemos en cuenta esto junto con los cambios en la opinión pública mencionados antes, podemos concluir que en los valores familiares de los españoles se han producido cambios significativos y que la opinión acerca de las nuevas formas de familia es muy positiva y abierta.

Gráfico 3.    Porcentaje de acuerdo (muy de acuerdo/bastante de acuerdo) con la afirmación: «No está bien que el hombre se quede en casa y cuide de los hijos y la mujer vaya a trabajar», por estado civil

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta 2578 (CIS).

Estas diferencias sobre los roles familiares pueden relacionarse también con valores más generales, si examinamos por ejemplo la pregunta acerca de qué importancia tienen en la vida determinadas instituciones. Las diferencias entre casados y cohabitantes son muy pequeñas en algunos casos, como por ejemplo cuando se pregunta sobre la familia, el trabajo o el dinero, pero sí que encontramos diferencias en el caso de la política, la religión o el tiempo libre: un 9,9 de los cohabitantes señalaba que la política es muy importante para ellos, frente al 5,2 de los casados. El tiempo libre también es muy importante para el 42 por ciento de los cohabitantes, en menor medida, 32,9 por ciento entre los casados. Al contrario, un 14,4 por ciento de los casados señalaron como muy importante en sus vidas la religión, y solo un 7,14 por ciento de los cohabitantes compartía su opinión. En todos estos casos las diferencias se dan en el nivel de respuesta de «muy importante» o «bastante importante»; cuando se suman estas dos opciones, para observar el porcentaje de casos que conceden importancia a cada ítem, las diferencias pierden significación.

2.5.    Análisis de regresión

Hemos visto que los diferentes tipos de unión presentan perfiles sociodemográficos propios, sin embargo, algunas de las variables implicadas pueden estar bastante correlacionadas. Por ejemplo, si las parejas LAT o cohabitantes fueran un paso previo al matrimonio, su media de edad sería más baja que la de las casadas, como de hecho ocurre, y por pertenecer a generaciones más jóvenes, su nivel de estudios y de participación laboral serán también mayores. Los valores más tolerantes hacia formas de vida alternativa también son más frecuentes entre las cohortes más jóvenes. Así, parte de las diferencias que observamos a nivel descriptivo podrían deberse a la diferente estructura de edad de los grupos que comparamos. Para controlar este tipo de relaciones entre variables y ver si las diferencias observadas son realmente significativas y no obedecen a efectos de composición, se ha analizado un modelo de regresión con el tipo de unión actual como variable dependiente. Esta variable puede tener cuatro posibles estados (casada, soltera, cohabitando, LAT), y lo que nos interesa saber es la probabilidad de formar parte de un tipo u otro de pareja. Por tanto, la técnica de regresión utilizada es la regresión logística multinomial, que nos permite saber cuál es la probabilidad de vivir en un tipo de pareja cuando hay más de dos posibilidades. El uso de esta técnica nos obliga a tomar una de las categorías como referencia, y en este caso tomaremos el matrimonio por tratarse de la unión mayoritaria[11]. Por tanto, lo que los coeficientes nos transmiten es hasta qué punto las variables correspondientes tienen un efecto significativo respecto al matrimonio, es decir, hasta qué punto aumenta o disminuye la probabilidad de formar parte de cada tipo de pareja frente a la probabilidad de estar casado.

Como variables independientes incluimos los siguientes controles: la edad de la entrevistada en grupos quinquenales; el nivel educativo más alto completado —diferenciando primaria, secundaria obligatoria (secundaria I), secundaria post-obligatoria (secundaria II) y universitaria—; la relación con la actividad laboral (si la entrevistada trabaja, está desempleada, es ama de casa o estudiante); vivir en un entorno urbano (que definimos como vivir en una localidad de más de 100.000 habitantes); el régimen de tenencia del hogar (si es en propiedad, alquilado o cedido); si la entrevistada experimentó el divorcio o separación de sus padres antes de cumplir los 16 años; si tiene hijos; si vivió de forma independiente durante al menos 12 meses antes de formar pareja y finalmente el nivel de religiosidad de la entrevistada, operacionalizado a través de la frecuencia de asistencia a servicios religiosos (nunca, al menos una vez al mes o al menos una vez a la semana).

La variable dependiente en el análisis es el tipo de pareja en el que conviven las mujeres encuestadas. Teniendo en cuenta las variables relevantes, el análisis de regresión considera cuál es la propensión a vivir en un tipo de pareja u otro para las mujeres que tienen determinadas características. Esa propensión puede interpretarse también como un riesgo. Si tomamos el ejemplo de la variable educación universitaria, y consideramos la propensión de vivir en pareja casada comparándola con vivir en una pareja no casada, el coeficiente del análisis de regresión para la variable de educación universitaria nos indicaría la propensión a vivir en una pareja casada relativa a la propensión a vivir en una pareja no casada que tiene una mujer con estudios universitarios, manteniendo constantes otros factores. Esta forma de expresar los resultados se denomina tasa de riesgo relativo, y su interpretación es muy sencilla: todos los individuos tienen un riesgo subyacente de formar una unión. Ese riesgo puede multiplicarse por un determinado factor si el individuo pertenece a grupos específicos de la población, por ejemplo según su nivel educativo. Estos grupos vienen definidos por las variables independientes que se introducen en el análisis, y el factor multiplicativo es lo que se denomina riesgo relativo. Así, para los individuos de la categoría de referencia el riesgo es 1,00, y el factor multiplicativo es el cambio porcentual en la tasa de riesgo que se asocia a cada categoría de la variable. Por ejemplo, si se analiza la probabilidad de tener pareja LAT comparada con la probabilidad de estar casado por nivel educativo y la categoría de referencia es la educación primaria, una tasa de riesgo de 1,30 para los que tienen educación secundaria significa que estos tienen una probabilidad de tener pareja LAT frente a estar casados que es un 30 por ciento más alta que la del nivel educativo de referencia, en este caso de los que tienen educación primaria. Concluiríamos por tanto que la educación secundaria muestra una asociación positiva con vivir en pareja LAT. Los coeficientes mayores que 1 indican asociaciones positivas y los menores de 1, negativas. Así, en el mismo ejemplo, si el coeficiente fuera 0,70 en lugar de 1,30, la probabilidad de tener pareja LAT sería un 30 por ciento más baja que la de estar casada. La tabla 8 resume los resultados.

Si comparamos los valores de esta tabla con los descriptivos de la muestra presentados antes, encontramos que la mayoría de las relaciones observadas se mantienen a pesar de controlar por los demás factores. Veamos primero el caso de las mujeres que cohabitan. Tomando como referencia a las mujeres que tenían entre 30 y 34 años en el momento de la entrevista, vemos que en 1995 los coeficientes son superiores a 1 y significativos solo para el grupo de las menores de 24 años, lo que quiere decir que la probabilidad de convivir en pareja sin casarse era más alta que la de estar casada solo para las mujeres menores de 24 años. En 2006, en cambio, observamos que los coeficientes son mayores de 1 y positivos para las menores de 29 y negativos para las mayores de 40. Es decir, que era más probable vivir en pareja sin casarse para las que tenían menos de 29 años y menos probable para las mayores de 40, siempre tomando como referencia de la comparación a las mujeres entre 30 y 34 años. Para la educación, tomamos como referencia a las mujeres con educación primaria, y en 1995 obtenemos coeficientes mayores que 1 y significativos para los dos niveles de secundaria, indicando que las mujeres con estudios secundarios tienen una probabilidad más alta de convivir sin papeles que las mujeres con un nivel educativo más bajo. En 2006 el efecto de la educación no es significativo. En cuanto a la actividad, tomamos como referencia a las amas de casa, y los resultados muestran coeficientes superiores a 1 para todas las categorías laborales, tanto para estar ocupada como desempleada o ser estudiante, tanto en 1995 como en 2006, aunque los coeficientes en 2006 son menores, con lo que el efecto no es tan fuerte. Así, controlando por otros factores concluimos que no ser ama de casa se asocia positivamente con vivir en una pareja no casada.

Tabla 8.    Resultados de la regresión logística multinomial sobre el tipo de pareja actual (1995-2006)

***p>0,001; **p<0,01; *p<0,05.

En el análisis con datos de 1995, hay más variables que se asocian con una mayor propensión a vivir en una pareja no casada: vivir en un piso alquilado, haber experimentado el divorcio de los padres, haber vivido durante más de 12 meses de manera independiente y no ser religiosa. En cambio, la variable que controla si se tienen hijos muestra un coeficiente significativo y menor que la unidad, con lo que tiene un efecto negativo sobre la probabilidad de vivir en pareja sin casarse. En 2006 no podemos controlar la religiosidad, pero las demás variables mencionadas tienen también efectos positivos, aunque de magnitud menor en el caso de la tenencia de la vivienda y en el de haber vivido de manera independiente. Por último, residir en un entorno urbano también se asocia a una mayor probabilidad de convivir sin matrimonio en 2006.

Si analizamos los resultados para la propensión a tener una pareja LAT comparada con estar casada, encontramos que en 1995 los únicos grupos de edad que difieren significativamente de las mujeres entre 30 y 34 años de edad (que son el grupo de referencia) son las menores de 24 y las que tienen entre 40 y 44. En el caso de las últimas, el nivel de significación estadística es mucho menor, y puede señalar que en este grupo de edad encontramos mujeres separadas que tienen una nueva pareja, en mayor medida que en el caso de las mujeres de 30 a 34 que sirven de base para la comparación. En 2006, encontramos que todos los grupos de edad tienen una propensión a tener pareja LAT más alta que las mujeres de 30 a 34. Es difícil saber si esto responde a cambios en la formación de pareja o a la incidencia de la separación en el caso de las más mayores. El nivel educativo no tenía una influencia muy fuerte en 1995: tomando como referencia a las mujeres con estudios primarios, solo las que tenían secundaria post-obligatoria mostraban una propensión a estar en una pareja LAT significativamente más alta, pero el nivel de significación es bajo. En 2006, ninguna de las variables educativas tiene efectos significativos, con lo que concluimos que las parejas LAT están presentes en todos los niveles educativos por igual. En lo que se refiere a la actividad, en cambio, en 1995 los coeficientes de todos los tipos de actividad se asocian positivamente con tener pareja sin compartir domicilio, y lo mismo ocurre con los de 2006, aunque los efectos son de menor magnitud. Este efecto es lógico puesto que la referencia en este caso son las mujeres amas de casa, y la dedicación a las tareas domésticas es más frecuente entre las mujeres que viven en pareja que entre las que viven solas o comparten domicilio con amigos o familiares.

Entre las demás variables consideradas, en 1995 tienen un efecto positivo sobre la probabilidad de encontrarse en una pareja LAT el hecho de vivir en un área urbana, vivir en un piso alquilado y especialmente en un piso cedido —que incluye a todas las mujeres que viven con sus padres cuando estos son titulares del piso—, haber vivido de manera independiente durante al menos un año y tener un nivel bajo de religiosidad. En 2006, las mismas variables tienen efectos positivos, aunque de mayor magnitud. Tener hijos se asocia en ambas encuestas con una menor probabilidad de tener pareja LAT cuando se compara este tipo de pareja con el matrimonio.

2.6.    Conclusiones

La principal conclusión que podemos extraer del análisis transversal de las parejas españolas es que ha habido cambios significativos entre 1995 y 2006. En primer lugar, en la distribución observada: en 2006 un 11,8 de las encuestadas vivía en pareja sin casarse, frente a 3,5 en 1995, lo que parece apuntar a una mayor difusión de las parejas no casadas. No registramos cambios particulares en el nivel de soltería. En segundo lugar, también se han producido cambios en el perfil de las distintas parejas, que apuntan a una aproximación entre matrimonio y cohabitación y a una mayor selección de las mujeres muy educadas a formar parejas LAT y a retrasar o evitar la formación de una pareja corresidencial (Martínez, 2009). En concreto, las diferencias de nivel educativo se han reducido porque las casadas ahora se parecen más a las cohabitantes y solteras, y lo mismo ocurre con la participación laboral.

Sin embargo, debemos considerar que un enfoque transversal como este presenta importantes limitaciones a la hora de estudiar las formas de pareja existentes, especialmente si tenemos en cuenta las diferencias entre uniones casadas y no casadas, ya que los procesos de formación de familia son esencialmente dinámicos y la cohabitación podría formar parte del proceso de formación de familia como un paso previo al matrimonio. De ser así, su incidencia sería mayor observada de forma longitudinal, y otro tanto ocurriría con la selección de determinadas características. De hecho, la cohabitación como paso previo es uno de los significados propuestos (Heuveline y Timberlake, 2004) con una mayor incidencia en varios países. En el capítulo siguiente tendremos en cuenta la perspectiva longitudinal en la formación de pareja.

3.    Formación de uniones corresidenciales

Esta investigación está motivada por el cambio producido en la formación de parejas en España en los últimos diez años. Como se ha mencionado antes, algunos de los cambios más evidentes son similares a los ocurridos en otros países, principalmente el progresivo retraso en la formación de la primera unión corresidencial y el descenso en la tasa de matrimonios. En nuestro caso, si comparamos los datos correspondientes a la fecha de las encuestas que estamos estudiando, la edad media al primer matrimonio se situaba en 2006 en 32 años para los hombres y 29,6 para las mujeres. En 1995, estas edades eran de 29,1 y 27,1 respectivamente, con lo que en diez años encontramos que la formación del primer matrimonio se ha retrasado dos años. Por otra parte, además de casarse más tarde, según las tasas de nupcialidad, los residentes en España se casan cada vez menos; en 1995 la tasa era de 5,1 matrimonios por cada 1000 habitantes y en 2006 esa tasa descendía a 4,62.

En el capítulo 2 hemos visto que, de manera transversal, y si tomamos los datos de la encuesta de 2006 como representativos de la población española, destacaba que el 20 por ciento de las parejas que convivían en el mismo hogar no habían formalizado su unión. Nuestros datos no nos permiten saber más acerca de las parejas no corresidenciales, pero sí de las que comparten hogar. Para conocer realmente la importancia o el peso de este tipo de parejas y su rol en el proceso de formación de familias en nuestro país, debemos cambiar nuestra perspectiva y adoptar un punto de vista longitudinal. Sabemos cuáles son las características de las mujeres que integran cada tipo de pareja, pero nos interesa conocer qué factores se asocian con la formación de un tipo u otro de unión, y de esto nos ocuparemos en este capítulo.

La estructura de este breve capítulo es la siguiente. En primer lugar analizaremos estadísticamente la formación de primeras uniones en España, contrastando los datos de 1995 y 2006 de forma longitudinal. Después utilizaremos datos del estudio de opinión de 2004 para conocer la visión que tienen los entrevistados sobre las implicaciones y significados de los distintos tipos de pareja, considerando si estos puntos de vista son coherentes con los efectos observados.

3.1.    Introducción

En la introducción de este trabajo mencionábamos que el descenso en el número de matrimonios y el retraso en su formación se dan en muchos países, pero que no necesariamente implican un descenso en la formación de parejas, ya que la aparición de alternativas en forma de uniones no casadas o de uniones de hecho (registradas) podrían sustituir al matrimonio como forma de convivencia para algunas parejas. En España este no era el caso en 1995, pero los datos de 2006 nos muestran uno de los cambios más significativos registrados en este estudio: que para la población menor de 30 años la cohabitación constituye la primera unión mayoritaria. El gráfico 5 resume el porcentaje de primeras uniones corresidenciales que empiezan como parejas no casadas según el grupo de edad de las mujeres, contrastando 2006 y 1995. En este gráfico podemos ver que, en 1995, la primera unión preferida por todas las cohortes era el matrimonio, ya que la cohabitación como primera unión alcanzaba su porcentaje más elevado (30 por ciento) en el caso de la cohorte más joven. Diez años después, en 2006, más del 60 por ciento de las mujeres menores de 29 años que ya habían formado su primera unión corresidencial lo habían hecho sin casarse. Para las mujeres que tenían entre 30 y 34 años y que ya habían formado una unión, el matrimonio era la unión preferida, aunque no muy distante de la cohabitación (55 por ciento frente a 45 por ciento), y a partir de este grupo de edad, la primera unión formada fue mayoritariamente un matrimonio. Estos datos nos indican que se ha producido un cambio muy significativo en la formación de pareja de los españoles, y que aunque las uniones no casadas sigan siendo minoritarias cuando observamos la sociedad de manera transversal, sí tienen una importante presencia en la biografía de pareja y en concreto en la primera convivencia en pareja.

Gráfico 4.    Porcentaje de primeras parejas que cohabitaron, por cohorte de nacimiento y año de la encuesta

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

3.2.    Análisis longitudinal

Dado que nuestro interés radica en los cambios producidos en la formación de primeras uniones, vamos a analizar esta transición usando técnicas de análisis longitudinal, ya que nuestra variable dependiente cambia a lo largo del tiempo. Por la estructura de los datos, utilizaremos modelos con tiempo discreto, en concreto con una observación por cada persona y mes. Los efectos de cada una de las variables independientes se estiman utilizando una regresión logística multinomial, que se considera análoga a un modelo de análisis de historia de acontecimientos con tiempo discreto (Allison, 1984). Se utiliza un modelo multinomial porque la variable dependiente tiene tres posibles valores: permanecer soltero, casarse o formar una unión consensual, y estos tres posibles resultados se consideran riesgos competitivos (puesto que no es posible que se den dos a la vez). Los coeficientes se presentan como tasas de riesgo relativo, y se interpretan de la misma forma que en el análisis del capítulo 2. Valores superiores a 1 suponen un incremento en la probabilidad de realizar la transición considerada y valores inferiores a 1 implican un descenso en la probabilidad.

En la formación de la primera unión la perspectiva metodológica es longitudinal: observamos a los individuos desde un momento determinado en el que consideramos que comienza el «riesgo» de formar una unión corresidencial, y los seguimos hasta que la forman, o hasta la fecha de la entrevista si no lo hacen. El periodo de riesgo en este caso consideramos que empieza a los 14 años, con lo que la fecha del 14 cumpleaños se establece como inicio del periodo de riesgo. Las variables que incluimos en este caso son muy parecidas a las que presentábamos en el capítulo anterior, con algunas diferencias. En este caso controlamos la cohorte de nacimiento, el nivel educativo, la religiosidad, haber experimentado el divorcio de los padres y residir en un ámbito urbano de la misma forma, pero las variables sobre fecundidad y actividad laboral son dinámicas, cambian en el tiempo: para la actividad laboral, utilizamos una variable dicotómica que determina si la mujer estaba laboralmente activa en cada mes observado, y para la fecundidad también usamos variables dicotómicas que tienen un valor positivo si la entrevistada estaba embarazada o si ya era madre en cada uno de los puntos temporales observados.

La tabla 9 presenta los resultados para la formación de la primera unión, comparando la probabilidad de formar una pareja no casada con la probabilidad de casarse, con los datos de 1995 en la primera columna y los de 2006 en la segunda. En los resultados podemos apreciar que a medida que desciende la edad de las entrevistadas aumenta la probabilidad de que la primera unión formada fuera una convivencia sin papeles. Este resultado es similar en los datos de las dos encuestas, aunque el efecto es más claro en 2006, con coeficientes de mayor magnitud y significación en todos los grupos de edad. Estos resultados podrían interpretarse como una tendencia creciente en cuanto a la formación de la primera unión como una pareja corresidencial sin papeles. De hecho, como mostraba el gráfico 5, para las mujeres entre 25 y 29 años que ya habían formado su primera unión, el porcentaje de uniones de hecho supera ya al de matrimonios.

En lo que se refiere a la educación y la actividad laboral de las mujeres también se ha producido un cambio importante, en la línea de lo que veíamos en el capítulo anterior desde la perspectiva transversal. Mientras que en 1995 los coeficientes del nivel educativo eran mayores que la unidad y significativos para el nivel educativo más alto (el de las universitarias), y por tanto las mujeres más educadas tenían una probabilidad más alta de formar su primera unión sin casarse, en la encuesta de 2006 el logro educativo ya no es un determinante del tipo de primera unión formada: los coeficientes de las variables sobre nivel educativo son menores y no alcanzan significación estadística, lo que no permite establecer un patrón claro. De forma coherente con los resultados del gráfico 2 del capítulo anterior, que mostraban también un acercamiento en los perfiles laborales, las variables relacionadas con la participación en el mercado laboral tampoco son significativas para determinar el tipo de unión formada.

Tabla 9.    Resultados de la regresión logística multinomial sobre la primera unión (cohabitación vs. matrimonio directo)

***p>0,001, **p<0,01, *p<0,05.

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de los Estudios 2639 y 2182 del CIS.

Mientras que en estas variables se ha producido una igualación entre los dos tipos de uniones, otras variables mantienen un efecto similar en las dos bases de datos comparadas: la experiencia del divorcio de los progenitores y haber vivido fuera del domicilio de estos durante al menos un año muestran coeficientes significativos y mayores que la unidad, con lo que tener estas experiencias aumenta la probabilidad de formar una primera unión no casada. Ambos efectos son muy elevados, y en el caso de haber experimentado un periodo de residencia independiente el efecto incluso ha aumentado en los datos de 2006. En 1995 el hecho de estar embarazada se asociaba de manera negativa a la formación de una unión no casada frente a una casada, es decir, que las mujeres que formaban una unión corresidencial durante el embarazo tenían una probabilidad más alta de que esa unión fuera un matrimonio. Ese efecto es similar en 2006, indicando que de alguna manera persiste una tendencia a legitimar los nacimientos. Igualmente, las mujeres que ya habían tenido un hijo tenían una probabilidad menor de cohabitar en la encuesta de 1995, que se mantiene también en los datos de 2006. Finalmente, residir en un entorno urbano apunta un efecto positivo sobre la probabilidad de cohabitar frente a casarse en 1995, y en 2006 continúa esta tendencia. Se ha controlado el efecto de la religiosidad en el caso de 1995, con los resultados esperados: a medida que desciende el nivel de religiosidad aumenta la probabilidad de formar una unión no casada.

3.3.    Razones para casarse

Con las encuestas estudiadas en este capítulo podemos establecer la relación entre formación de pareja y variables socioeconómicas, pero no tenemos datos acerca de los valores o del significado que los encuestados otorgan al matrimonio o al hecho de vivir en pareja sin casarse; es decir, no disponemos de información subjetiva o sobre motivaciones, solo conocemos los comportamientos observables. Para averiguar algo más sobre esto utilizaremos de nuevo la encuesta del CIS de 2004, Opiniones y actitudes sobre la familia. En esta encuesta encontramos un número reducido de parejas cohabitantes (252 personas), pero consideramos que este número es suficiente para hacer una comparación descriptiva con los casados (1280 individuos). Sin embargo, a la hora de interpretar los datos debemos tener en cuenta que los perfiles de casados y cohabitantes son diferentes, en base a lo que hemos comentado en el capítulo anterior: en este caso los cohabitantes también son más jóvenes (40 años de media frente a 52 de los casados), y también tienen un nivel educativo más alto (23 por ciento tienen educación universitaria frente al 14 por ciento de los casados).

En la tabla 10 presentamos el porcentaje de entrevistados que están muy de acuerdo o bastante de acuerdo con una serie de factores que suelen influir a los individuos a la hora de contraer matrimonio.

Lo primero que podemos señalar es que ambos grupos están bastante de acuerdo en los factores que consideran importantes a la hora de tomar la decisión: las presiones familiares son señaladas como importantes por un 50 por ciento de los entrevistados, independientemente de la forma de convivencia que finalmente eligieran. El efecto de las presiones sociales y el de las creencias religiosas también se encuentran muy igualados, así como la comodidad o la intención de tener hijos, que es el factor que mayor peso recibe, de manera coherente con el papel de la fecundidad en la formación de la primera unión que acabamos de comentar en la sección anterior. En cambio, a la hora de señalar las ventajas económicas o fiscales son los cohabitantes los que creen que se trata de un factor relevante, y la diferencia con los casados es significativa. Los casados, en cambio, destacan la estabilidad que proporciona el matrimonio, mientras que los cohabitantes, aunque también consideran que esa estabilidad afecta a las decisiones de contraer matrimonio, lo mencionan en menos casos. Es destacable que los que no se han casado opinen que uno de los factores que se tienen en cuenta tiene que ver con las ventajas económicas y fiscales, mientras que los casados, que supuestamente disfrutan de estas ventajas, no las mencionan tanto. No sabemos si los que opinan así tienen intención de casarse o no, pero estas respuestas nos proporcionan una idea acerca de la imagen que tienen estos cohabitantes sobre el matrimonio.

Tabla 10.    Porcentaje de encuestados que están de acuerdo o muy de acuerdo en que a la hora de casarse influyen determinados factores, por tipo de convivencia

Fuente: Elaboración propia a partir del Estudio 2578 (CIS).

En esta encuesta se formuló una pregunta adicional acerca del matrimonio y de lo que implica: por ejemplo si se considera una muestra de amor, o si se percibe como un arreglo más práctico. La tabla 11 reproduce el porcentaje de acuerdo con cada una de las afirmaciones propuestas, teniendo en cuenta el tipo de unión de los entrevistados. Podemos ver que una amplia mayoría, tanto de casados como de cohabitantes, creen que el matrimonio supone un entorno más seguro para tener hijos, y de nuevo esto es coherente con la importancia concedida al deseo de tener hijos para decidir casarse que mencionábamos anteriormente, y con el efecto de legitimación descrito en el análisis longitudinal. Sin embargo, para las demás afirmaciones propuestas hay diferencias muy significativas entre casados y cohabitantes. Son más los casados que creen que es más difícil romper un matrimonio que una unión consensual, y también los que creen que el matrimonio hace la vida cotidiana más fácil. Pero las diferencias más grandes se dan en las implicaciones menos prácticas, más emocionales: como era de esperar, el porcentaje de cohabitantes que creen que casarse es una muestra de amor es muy inferior al de los casados (aunque, de nuevo, no sabemos cuántos cohabitantes tienen intención de casarse); y también son muchos menos los cohabitantes que creen que casarse implica obligarse a ser fiel a la pareja.

De estos datos podemos inferir que los cohabitantes no ven diferencias a nivel emocional o de compromiso con sus parejas entre los dos tipos de uniones, sino diferencias a nivel más práctico o económico, relacionadas por ejemplo con los hijos o la fiscalidad. De hecho, el 75 por ciento de los cohabitantes se mostraba de acuerdo con la afirmación «las parejas casadas están más favorecidas en cuanto a ayudas sociales, beneficios fiscales, etc.», que también suscribían los casados, pero en un porcentaje menor (un 67,8 por ciento estaba de acuerdo). Por el contrario, los casados sí destacan diferencias a nivel emocional entre los dos tipos de pareja.

Tabla 11.    Porcentaje de encuestados, por tipo de convivencia, que están de acuerdo o muy de acuerdo en que casarse es ...

Fuente: Elaboración propia a partir del Estudio 2578 (CIS).

3.4.    Conclusiones

En este capítulo hemos estudiado la formación de las primeras uniones en España. A nivel agregado, los datos de 2006 nos muestran que se está generalizando la convivencia sin papeles y que para las mujeres que formaron su primera unión corresidencial entre los 20 y los 29 años, se trataba de la opción mayoritaria. Un análisis de regresión nos ha permitido estudiar los factores que pueden influir en la elección de un tipo de unión u otro, y los resultados apuntan a que las mujeres cohabitantes se siguen diferenciando de las casadas en algunas características: ser más joven, haber vivido fuera del hogar paterno durante un tiempo, residir en un entorno urbano y haber experimentado el divorcio o separación de los padres aumentan la probabilidad de formar una primera unión no casada. Sin embargo, dos diferencias de gran relevancia sociológica, como son el nivel educativo y la actividad laboral, han perdido completamente su significado estadístico en los modelos estudiados.

A pesar del incremento en la secularización de la sociedad y en la tolerancia hacia los comportamientos familiares ajenos, el efecto de legitimación de los nacimientos que encontrábamos en el análisis cuantitativo para el matrimonio se ve reforzado por las encuestas de opinión. En el estudio que hemos analizado los entrevistados destacan las garantías que ofrece el matrimonio para criar a los hijos. Por otra parte, los cohabitantes valoran del matrimonio una serie de implicaciones prácticas, mientras que los casados tienden a mencionar razones de carácter más emocional para casarse. Estas diferencias podrían indicar que los cohabitantes tienen una visión menos romántica del matrimonio, aunque para poder investigar esto adecuadamente necesitaríamos más datos biográficos de los encuestados. No hay que olvidar que las respuestas no son indicativas de las razones que llevaron a los encuestados a elegir una forma de pareja u otra, sino que en parte también pueden constituir racionalizaciones de las decisiones tomadas.

4.    Evolución de las primeras uniones

En el capítulo anterior hemos descrito el proceso de formación de primeras uniones y las variables que influyen en él, revisando los factores que la literatura señala como relevantes. Ahora bien, la literatura es menos rica a la hora de proporcionarnos claves sobre el desarrollo posterior de las uniones. En principio, una vez formada una pareja, solo caben tres desarrollos posibles: que la pareja continúe como tal, que rompan su relación o que esa relación se transforme, por ejemplo, de matrimonio a divorcio, de cohabitación a matrimonio, o de cohabitación «sin papeles» a pareja de hecho inscrita en un registro. Todas estas posibilidades suelen agruparse bajo una misma etiqueta, la de «disolución», porque tanto la ruptura como la transformación implican que la pareja, tal y como había existido hasta entonces, se disuelve.

En este capítulo se analizará la evolución de las parejas corresidenciales, ya que por la estructura de los datos no es posible realizar un estudio similar para las parejas que nunca han compartido domicilio. La estructura de este capítulo es la siguiente: en primer lugar estudiaremos de manera descriptiva el desarrollo de las primeras uniones corresidenciales, para conocer cuántas terminan en ruptura o se transforman de no casadas en casadas, teniendo en cuenta las duraciones entre eventos; en segundo lugar, consideraremos uno de los acontecimientos más importantes en el proceso de formación de familia, el nacimiento de los hijos, y veremos si los distintos tipos de unión tienen patrones de fecundidad similares; nos interesa saber si tienen el mismo número de hijos o si los porcentajes de parejas sin hijos son similares, pero también si se tienen los hijos con la misma «rapidez». Por último estudiaremos los factores que influyen en la disolución de uniones, dentro de las posibilidades que nos ofrecen los datos, centrándonos en la ruptura de parejas y en la transformación de las uniones no casadas en matrimonios, analizando los factores que influyen en estas importantes transiciones vitales.

4.1.    El desarrollo de las primeras uniones

Como se ha mencionado, nuestros datos no nos permiten estudiar la evolución de las parejas que no comparten domicilio, así que nos centraremos solo en las parejas corresidenciales. Los datos tampoco nos permiten conocer el registro de las parejas de hecho, así que nos encontramos con unos itinerarios posibles limitados: en las parejas no casadas, las posibilidades son transformarse en matrimonios, romper o continuar; mientras que en las parejas casadas, las posibilidades son continuar o separarse. Examinaremos a las parejas desde que forman su unión hasta el momento en que fueron entrevistadas, observando qué transiciones realizan. Dentro de las formas de disolución posible existe una tercera que no hemos mencionado: el fallecimiento de uno de los miembros de la pareja. En nuestros datos no hay muchos casos, pero con estas parejas se produce lo que denominamos una «censura a la derecha», que se produce cuando observamos a esas parejas solo hasta el momento en que ocurre el fallecimiento, momento en el cual abandonan nuestra muestra porque ya no están en riesgo de realizar ninguna de las transiciones relevantes. En este apartado vamos a examinar los dos tipos de unión por separado.

Las parejas no casadas

El gráfico 5 resume el desarrollo de las parejas cohabitantes en 1995 y en 2006, a través de porcentajes, y teniendo en cuenta que solo observamos a los individuos hasta el momento de la entrevista. En 1995 las tres alternativas se distribuían de la siguiente manera: en el momento de la entrevista, casi un 30 por ciento de las parejas que compartían domicilio sin casarse habían roto su primera relación, otro 30 por ciento continuaba conviviendo y el resultado mayoritario (42 por ciento) había sido la conversión de esas parejas en matrimonios. En cambio, con los datos de 2006 observamos que, de las parejas que habían comenzado por convivir sin casarse, eran más las parejas que continuaban conviviendo así (un 51 por ciento) y que había disminuido ligeramente el porcentaje de las que legalizaron su unión (38 por ciento). Un cambio importante es que aparece un porcentaje mucho menor de rupturas, ligeramente superior al 10 por ciento, y este resultado es difícil de interpretar, porque en principio no hay razones para esperarlo.

Los cambios en cuanto a aumento o disminución de matrimonios podrían relacionarse con cambios en los valores, en la percepción acerca del matrimonio o en la legislación sobre parejas no casadas, pero no se presentan razones para suponer que el porcentaje de rupturas variaría de forma significativa. El descenso en las rupturas podría responder a un cambio en el significado de las uniones, pero tampoco está claro lo que reflejaría: ¿que las parejas que convivían sin casarse en 2006 tenían una relación más afianzada cuando comenzaron a compartir domicilio que las observadas en 1995? En realidad parecería más lógico lo contrario: que cuando las parejas no casadas eran menos frecuentes solo fueran las parejas con una relación afianzada las que se atrevieran a desafiar las normas establecidas, y por lo tanto a mayor extensión de estas parejas deberíamos observar un mayor porcentaje de rupturas.

Gráfico 5.    Desarrollo de las primeras uniones no casadas en el momento de la entrevista (1995-2006)

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

Puesto que nuestro referente para la comparación son los datos de 1995, no podemos descartar tampoco que sea esa cifra la que no es realista, debido al reducido número de casos de cohabitación en ese momento. En cualquier caso, debemos tener en cuenta esto a la hora de interpretar los resultados. Tampoco podemos descartar que se trate de alguna inconsistencia en los datos, aunque hemos intentado depurarlos para reducir al mínimo esa posibilidad[12]. Un último factor a tener en cuenta para explicar estas diferencias es la duración de las parejas o el tiempo transcurrido desde que se formaron. Si en una muestra observamos a muchas parejas de reciente formación, esto aumentará la probabilidad de que no hayan realizado ninguna transición, puesto que no ha transcurrido el tiempo suficiente, mientras que en una muestra con muchas parejas formadas hace tiempo, es más probable que se hayan realizado transiciones.

Así pues, para obtener una información más precisa que la proporcionada por el gráfico 5, debemos tener en cuenta la duración de las parejas. Para hacerlo vamos a utilizar funciones de supervivencia, que nos indican la probabilidad de que ocurra un evento (en este caso, la disolución de la pareja) teniendo en cuenta el tiempo transcurrido desde la formación de la unión, que medimos en meses. Estas funciones aparecen representadas en los gráficos 6 y 7, que resumen la supervivencia de las parejas no casadas a lo largo del tiempo, considerando los dos fines posibles: la separación o el matrimonio. Aunque la encuesta de 2006 contiene observaciones sobre más grupos de edad que la de 1995, en las funciones de supervivencia analizaremos solo a las mujeres menores de 50 años, a fin de facilitar la comparación al tener en cuenta la duración de las uniones.

Gráfico 6.    Función de supervivencia de las parejas corresidenciales no casadas, por tipo de disolución (1995)

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del Estudio 2182 del CIS.

En 1995, el gráfico 6 nos muestra que los dos tipos de disolución presentan probabilidades diferentes de ocurrencia, y que, como veíamos en el gráfico 5, es más probable que la unión se convierta en matrimonio a que se produzca una ruptura. Además, la función de supervivencia nos muestra que la transformación en matrimonio es más rápida que la ruptura. De acuerdo con los resultados de las tablas de vida, al cabo de 18 meses de convivencia, el 50 por ciento de las uniones que terminarían en matrimonio ya se habían casado; y al cabo de 32 meses, ya lo habían hecho el 75 por ciento. Las uniones que terminaron en ruptura tardaron un poco más en realizar la transición, de hecho la mitad de las que romperían lo habían hecho después de 24 meses. Las parejas que continuaban como uniones de hecho en el momento de la entrevista tenían una duración media de 51 meses, algo más de cuatro años. En el gráfico 7 se representan las funciones de supervivencia para los datos de 2006, y en este caso nos encontramos con que las curvas de supervivencia son más parecidas y las probabilidades de ruptura y matrimonio se han aproximado. Además, los tiempos de transformación son también más similares, ya que las curvas representadas están más próximas. Al final del gráfico podemos ver que finalmente la probabilidad de casarse es superior a la de romper, pero es una tendencia que se produce solo al cabo de un periodo dilatado de convivencia. En 2006, la mitad de las parejas que se casaron lo habían hecho al cabo de 23 meses, casi dos años, y la mitad de las rupturas ya habían tenido lugar al cabo de 25 meses. Es decir, que con los datos de 2006 tanto el matrimonio como la ruptura tardaban más en producirse.

Gráfico 7.    Función de supervivencia de las parejas corresidenciales no casadas, por tipo de disolución (2006)

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del Estudio 2369 del CIS.

Las parejas casadas

Hasta aquí hemos hablado de la disolución de las parejas que comenzaron viviendo «sin papeles», pero no sabemos cuál es la duración o el desarrollo de las parejas que se casaron directamente, y que representan la mayoría de las parejas españolas en los dos momentos que nos interesan en esta investigación. En 1995 nos encontrábamos con que, en el momento de la encuesta, solo el 5,4 por ciento de las relaciones que comenzaron como matrimonios directos habían terminado en divorcio, porcentaje que aumenta en 2006 hasta un 10,1 por ciento. De forma similar a lo que hacíamos en las páginas anteriores, podemos ver las funciones de supervivencia de los matrimonios y comparar su evolución en 1995 y 2006 teniendo en cuenta la duración de las uniones, que representamos en el gráfico 8. Si las tesis sobre la modernización e individualización de las sociedades son ciertas, esperaríamos encontrar que en 2006 las rupturas matrimoniales se produjeran más rápido que en 1995. Además este efecto podría relacionarse con el hecho de que en España el divorcio no se aprobó hasta 1981, por lo tanto es más probable que la encuesta de 1995 incluya matrimonios con una duración artificial, es decir, disueltos después de un tiempo muy largo porque anteriormente la legislación no lo permitía. Sin embargo, no ocurre así. En el gráfico podemos observar que no se producen grandes diferencias en la primera parte de las funciones, y de hecho si nos centramos en el momento en que la mitad de las rupturas se han consumado, vemos que las rupturas son más rápidas en 1995, año en que los matrimonios que terminaron en divorcio presentaban una duración media de 79 meses (seis años y medio), frente a 91 meses (siete años y medio) en 2006. En cambio, si nos fijamos en los primeros en separarse, encontramos que el primer cuartil de las separaciones se habían producido en 44 meses en los datos de 1995 y al cabo de 46 en los de 2006, con lo que la diferencia es mínima en el caso de las separaciones más rápidas. Así pues, ha aumentado el porcentaje de matrimonios que terminan en separación, pero estos tardan más en producirse. Las funciones presentadas son para los matrimonios directos, pero hemos calculado también las funciones incluyendo a las parejas que cohabitaron antes y los cambios no son significativos.

Gráfico 8.    Función de supervivencia de las parejas corresidenciales casadas, por año de la encuesta

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

Así pues, los resultados no parecen apoyar la hipótesis del mayor individualismo y falta de compromiso en las relaciones personales, porque las rupturas no se producen tan rápido, pero por otra parte es cierto que ha aumentado el número de divorcios, y si tenemos en cuenta que las cifras de divorcio de los años ochenta e incluso principios de los noventa pueden incluir a algunas mujeres separadas de hecho antes de la aprobación de la ley del divorcio, el aumento registrado es incluso más notable. Una posible explicación de la ralentización en la decisión de romper la pareja puede deberse a la proliferación de las parejas no casadas, a través de dos mecanismos principales.

En primer lugar, las uniones de hecho son una alternativa viable para las parejas con conflictos potenciales; es decir, puesto que existe una unión corresidencial alternativa que es fácilmente perceptible como menos seria o que permite probar la convivencia, es posible que muchas parejas que en el pasado se habrían casado decidan en este caso convivir sin papeles. Si la unión es conflictiva desde un momento temprano, la ruptura se producirá antes de que la pareja se case, y por lo tanto estas «separaciones rápidas» alterarán la pendiente de la función de supervivencia. No obstante, si esto fuera cierto tendríamos que observar que hay más parejas no casadas que se separan, cuando lo que observábamos antes en este capítulo, y teniendo en cuenta las limitaciones señaladas al respecto, es la tendencia contraria.

En segundo lugar, la existencia de la cohabitación como alternativa también modifica potencialmente el perfil de las parejas que deciden casarse directamente, y lo modifica en lo que respecta a variables que no podemos controlar en este estudio, por ejemplo en términos de valores familiares, religiosidad o compromiso con la institución familiar. Por una parte, tendríamos que las parejas que contraen matrimonio directamente tienen un perfil más tradicional, y por otra parte, este tipo de características a su vez hacen más difícil la decisión de romper un matrimonio, con lo que potencialmente también alteran la función de supervivencia comentada.

4.2.    Fecundidad de las parejas

En la primera parte de este estudio hemos constatado que en España existe una opinión pública muy favorable acerca de los hijos fuera del matrimonio. Esta tolerancia encuentra correspondencia empírica desde hace unos años en el crecimiento de la tasa de nacimientos fuera del matrimonio, que en nuestro país supera ya el 30 por ciento. Una proporción importante de los nacimientos fuera del matrimonio se producen en hogares en los que los padres no están casados, es decir en convivencias de hecho (Castro, 2006). Pero a pesar de los cambios de valores y comportamientos, es una regularidad empírica en varios países que muchas parejas deciden casarse cuando esperan un hijo (Blossfeld y Mills, 2001), y que así el matrimonio mantiene ese papel legitimador de los nacimientos. Ya hemos visto que a pesar del incremento de la fecundidad extramatrimonial, las parejas no casadas en nuestro país tienen una fecundidad menor que los matrimonios cuando los observamos de manera transversal. También hemos comprobado que durante el embarazo es más probable la formación de una pareja casada que la de una sin papeles. No sabemos si estas diferencias se producen porque las parejas (no casadas o LAT) esperan a casarse cuando quieren tener hijos, o si realmente los no casados muestran un perfil de fecundidad más baja por sus valores y preferencias o circunstancias personales, pero sí se ha documentado para el caso español que el matrimonio se relaciona más estrechamente con el embarazo que la cohabitación: es más probable casarse durante el embarazo y más probable tener un hijo durante el matrimonio (Baizán et al., 2003).

Gráfico 9.    Función de supervivencia desde el inicio de la convivencia al nacimiento del primer hijo, por tipo de pareja (1995)

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del Estudio 2182 del CIS.

De nuevo, la duración de las parejas observadas puede ser clave a la hora de interpretar su fecundidad. Por tanto, podemos examinar el tiempo transcurrido desde que se forma una unión hasta el nacimiento de un hijo. Para analizarlo, calculamos de nuevo las funciones de supervivencia, cuyos resultados se presentan en los gráficos 9 y 10. En este caso comenzamos a observar a las parejas cuando empiezan a vivir juntas (casadas o no) y hasta el momento de la entrevista: claramente, las parejas no casadas conviven durante más tiempo antes de tener su primer hijo. Las tablas de vida nos muestran que tanto en 1995 como en 2006 las parejas casadas tenían su primer hijo más rápido que las parejas no casadas, ya que la curva de supervivencia desciende de manera más rápida. Además, hay diferencias en la probabilidad de tener un hijo, ya que en los gráficos vemos que las dos curvas no llegan a unirse, aunque en el caso de 2006 se acercan mucho más que en el de 1995. Es más probable entonces para las mujeres en parejas casadas tener hijos, aunque la diferencia entre uniones se ha reducido entre 1995 y 2006. Por otra parte, ambos tipos de pareja han retrasado el nacimiento del primer hijo, en consonancia con los cambios observados a nivel agregado en España y en otros países europeos. En la encuesta de 1995, la mitad de los matrimonios directos habían tenido su primer hijo a los 14 meses de casarse, mientras que en la de 2006 el mismo porcentaje se encuentra en los 21 meses. En el caso de los cohabitantes, en 1995 la mitad de los que tendrían algún hijo ya lo habían hecho a los 25 meses de la unión, en 2006 esperarían hasta los 30 meses. En 2006 por tanto encontramos que se retrasa la llegada del primer hijo en ambos tipos de pareja.

No obstante, cuando estudiamos el número de hijos que desean tener las mujeres que aún no los han tenido, no se observan diferencias significativas entre las casadas y las cohabitantes, así que la diferencia en fecundidad no se debe a una incoherencia con las intenciones o valores, sino a otros factores que no podemos comprobar. La razón de esta diferencia podría encontrarse en los datos de opinión que hemos presentado antes, en los cuales se refleja la percepción generalizada de que el matrimonio es más seguro para tener hijos. Tampoco ha variado sustancialmente el porcentaje de mujeres que no quieren tener hijos (aunque en la encuesta de 2006 son más las casadas que las cohabitantes que no desean hijos biológicos). Así, aunque las intenciones acerca de la fecundidad no dependen del tipo de unión, su realización sí que lo hace.

Gráfico 10.    Función de supervivencia desde el inicio de la convivencia al nacimiento del primer hijo, por tipo de pareja (2006)

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos del Estudio 2369 del CIS.

4.3.    Rupturas

Hemos comentado ya que el porcentaje de rupturas ha aumentado en España, y que si seguimos los cambios en los comportamientos familiares de los países europeos de nuestro entorno, esta tendencia continuará al alza. De hecho, tras la aprobación del divorcio rápido, que permite el divorcio sin separación previa, los datos del INE nos sitúan entre los países con la tasa de divorcio más alta de Europa: 74,9 divorcios o separaciones por cada 100 matrimonios en 2007, frente a 41,1 en 1995[13]. Los cambios en la estructura familiar, hacia formas de convivencia menos tradicionales, también abrirían el camino para la formación de segundas y posteriores uniones corresidenciales y familias reconstituidas, que estudiaremos más adelante. En este punto, sin embargo, lo que nos planteamos es profundizar en la disolución de las uniones en España centrándonos en las rupturas. El interés de esta cuestión es muy claro. Nos encontramos en un entorno en el que las separaciones o divorcios son un comportamiento mucho menos frecuente que en otros países (al menos así era en el momento de recogerse los datos que estudiamos), y de hecho en el periodo de tiempo que observamos se han producido cambios importantes, con lo que tiene sentido plantearse si las parejas que se divorcian en España constituyen un grupo con características determinadas, como suele ocurrir en general con los comportamientos sociales innovadores y como ocurría por ejemplo entre las primeras parejas que formaron uniones no casadas. En nuestros datos, no siempre es posible diferenciar si las mujeres entrevistadas se han separado o divorciado, por lo que utilizaremos los términos como sinónimos, ya que aunque implican situaciones legales diferentes ambos marcan la ruptura de una convivencia, y son las propias entrevistadas las que señalan que se ha producido la ruptura.

Las separaciones o divorcios en España han sido estudiados utilizando diversas fuentes de datos y desde un punto de vista biográfico o longitudinal. Lo que estos estudios han mostrado es que tanto con la Encuesta Sociodemográfica de 1991 (Houlé et al., 1999; Solsona et al., 1999) como en la EFF (Simò y Solsona, 2003) los recursos de las mujeres en términos de nivel educativo y participación laboral eran determinantes de la separación: la probabilidad de separarse aumentaba cuando la mujer tenía un nivel alto de estudios y era laboralmente activa. Además, tanto en la literatura internacional como en nuestro país (Ruiz Becerril, 1999) se ha documentado claramente que la ruptura del matrimonio tiene efectos especialmente relevantes para las mujeres en términos económicos, ya que son las que ven más perjudicada su situación cuando las uniones se rompen. Dados estos antecedentes, y teniendo en cuenta que el divorcio en España es todavía un comportamiento «innovador», nos planteamos que los hallazgos de estos estudios se mantendrán en los datos más recientes, y que es más probable la separación entre las mujeres que tienen más recursos económicos o potencial para obtenerlos (las más educadas y las mujeres que trabajan). Por una parte porque esos recursos les facilitan la independencia de sus parejas, y por otra parte porque suelen ser los más educados los que inician los comportamientos innovadores.

Para comprobar esto utilizamos de nuevo un análisis longitudinal, similar en todo al presentado en la formación de las primeras uniones, pero con el divorcio o separación como variable dependiente. En el modelo incluimos variables de carácter socioeconómico (nivel educativo, situación laboral, edad, residencia en un ámbito urbano), y controlamos también la fecundidad (número de hijos y embarazo) y la religiosidad en la encuesta de 1995. En el caso de 1995, como disponemos de datos para los hombres, también se ha realizado un análisis para ellos, a fin de comprobar si los determinantes socioeconómicos del divorcio difieren por género. Sin embargo, nos encontramos con que la muestra para los hombres[14] es mucho más pequeña (1992 individuos) y que el número de separaciones, 51, es demasiado reducido para un análisis multivariado, y en efecto los resultados obtenidos no mostraban efectos significativos.

La técnica utilizada en este caso es similar a la de las secciones anteriores. Comenzamos a observar a las mujeres cuando forman su primera unión y consideramos que se encuentran «en riesgo» de separarse hasta que lo hacen, hasta que su pareja fallece o hasta el momento en que fueron entrevistadas para la encuesta. La variable dependiente es la probabilidad de separarse —respecto a continuar la convivencia— en ese periodo de tiempo, y los coeficientes se expresan como tasas de riesgo relativo, igual que en los análisis anteriores: si son superiores a 1 indican un aumento en la probabilidad de separarse y los menores de 1 un descenso en dicha probabilidad. Además de controlar por las variables habituales (educación, cohorte, empleo, divorcio de los padres, área de residencia, haber vivido de manera independiente), el modelo tiene en cuenta también la duración de la unión a la hora de estimar los coeficientes. La tabla 12 resume los resultados para las mujeres: en las dos primeras columnas aparecen los coeficientes para la ruptura (divorcio o separación) de las uniones casadas, para los datos de 1995 en la primera columna y para los de 2006 en la segunda. Después se muestran los resultados para la ruptura de las parejas no casadas (1995 y 2006), y en las dos columnas siguientes para las no casadas (ruptura). Antes de comentar los resultados hay que tener en cuenta que se basan en un número reducido de casos, especialmente los correspondientes a la encuesta de 1995. A consecuencia de esto, los resultados de 2006 son más robustos y significativos, especialmente en el caso de las uniones no casadas, de las que tenemos una submuestra muy reducida.

Examinemos en primer lugar la ruptura de las parejas casadas. Según estos modelos, hay varios factores que afectaban de manera significativa a la probabilidad de ruptura de los matrimonios tanto en la encuesta de 1995 como en la de 2006. En primer lugar, cuando tomamos como referencia la cohorte de más edad, todas las demás cohortes muestran efectos positivos y significativos en 2006, y en los datos de 1995 encontramos un efecto similar para las menores de 34 años. Así, las mujeres menores de 50 años en 2006 y las menores de 34 en 1995 muestran una probabilidad más alta de divorciarse que las mayores de 50. El nivel educativo, sin embargo, no tiene unos efectos tan claros. Aunque los coeficientes son positivos solo alcanzan la significación estadística para las mujeres que han completado estudios de secundaria post-obligatoria. El efecto es positivo, aunque más fuerte y más significativo en 1995 que en 2006, en los dos años comparados, indicando que las mujeres con este nivel de estudios tienen una probabilidad más elevada de separarse que las que tienen estudios de primaria, que son la referencia. En este sentido, las mujeres con estudios universitarios tienen más recursos dentro del mercado de trabajo y por tanto más facilidades para mantenerse sin una pareja, pero los datos indican que también podrían tener uniones más estables.

Tabla 12.    Resultados de la regresión logística para la disolución de primeras uniones (matrimonios directos y cohabitación), por tipo de unión y año de la encuesta

***p>0,001, **p<0,01, *p<0,05.

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

Haber experimentado el divorcio de los padres y residir en un entorno urbano también aumenta la probabilidad de separarse. Participar en el mercado laboral, en cambio, sí tiene un efecto positivo y significativo en ambas fechas, con lo que las mujeres trabajadoras muestran una probabilidad más alta de separarse en un momento dado que las que no trabajaban en ese momento. La relación con el mercado laboral es un indicador importante de los recursos de que dispondrán las mujeres tras la separación.

En 2006, la presencia de hijos en el hogar se asocia claramente a una probabilidad más baja de separarse, puesto que los coeficientes son menores que 1, tanto para tener un hijo como para tener dos o más. En 1995 solo resultaba débilmente significativa la presencia de los niños para reducir la probabilidad de divorcio en el caso de tener dos o más hijos. La interpretación de este resultado puede ser doble: por una parte, los hijos pueden aportar estabilidad a las parejas (ya sea estabilidad real o que la separación se retrase hasta que los niños alcancen una edad determinada). Por otra parte, la causalidad podría operar en la dirección inversa, y la dirección de este coeficiente podría deberse a que solo las parejas con mayor estabilidad deciden tener hijos.

Finalmente, haber experimentado el divorcio de los padres aumenta la probabilidad de separarse de manera muy significativa en ambas encuestas. El análisis incluye otras variables que no son significativas. Puesto que el matrimonio parece cumplir una función legitimadora de los nacimientos, incluimos en el análisis una variable dicotómica que controla si la mujer se casó embarazada, pero no presenta efectos significativos con la estabilidad posterior en 1995, aunque sí en 2006, y su efecto es el de aumentar la probabilidad de divorcio. Lo mismo ocurre con las mujeres que viven en una zona urbana comparadas con las que viven en entornos más pequeños o en zonas rurales.

En lo que se refiere a la ruptura de las parejas no casadas, encontramos los resultados en las dos últimas columnas de la tabla 12. En el caso de las uniones consensuales, hay menos variables con efectos significativos en ambas encuestas. El efecto más claro es el de la cohorte de nacimiento. De nuevo, cuando tomamos como referencia a las de más edad, las mujeres más jóvenes tienen una probabilidad más alta de romper su convivencia en 1995, mientras que el efecto en 2006 solo es significativo para las menores de 29 años. En 1995 los coeficientes para las cohortes menores de 29 años son muy elevados, y en gran parte debidos al reducido número de casos de esos grupos de edad.

Además, comparadas con las parejas sin hijos, las mujeres que tienen un hijo muestran una probabilidad más alta de romper su unión. En cambio, no hay efecto significativo (aunque el coeficiente también es positivo) cuando se tienen dos o más hijos. Es posible que este efecto se deba a la composición de la muestra y al tipo de análisis empleado. La mayoría de parejas cohabitantes que realizan la transición al matrimonio lo hacen antes de tener un hijo, por tanto para las parejas que ya tienen un hijo la probabilidad de casarse es menor que para las parejas sin hijos. A su vez entonces, la probabilidad de separarse sería mayor. En el caso de las parejas cohabitantes con más de dos hijos, su presencia en la muestra es muy escasa y el insuficiente tamaño de este grupo podría explicar la falta de significación estadística.

En 2006, encontramos que otras dos variables resultan estadísticamente significativas: tanto las mujeres que habían vivido de manera independiente durante al menos 12 meses como las que residían en una zona urbana se asociaban a probabilidades más elevadas de ruptura.

4.4.    De la cohabitación al matrimonio

Para las parejas no casadas, el matrimonio también se considera como «disolución» de la unión, aunque esto no quiere decir que sea explicada por los mismos factores que la ruptura. En cualquier caso se trata de una transición poco explorada en la literatura y especialmente en el caso español debido a la escasez de datos. Sin embargo, es una transición muy interesante porque nos proporciona muchas claves acerca de las novedades en el proceso de formación de familia y sobre el significado de las parejas no casadas y del matrimonio. Saber si son pocas o muchas las que se transforman en matrimonio, cuánto tardan en hacerlo, qué factores influyen en la decisión y si son similares a los que influyen en el matrimonio directo nos ayuda a caracterizar este tipo de parejas y a elucidar si se trata de un paso previo al matrimonio o si podemos atribuirles una pluralidad de significados. Estos son los principales temas a investigar en este apartado.

Sobre la proporción de parejas no casadas que se transforman en matrimonios tenemos una primera evidencia en la sección anterior. En la encuesta de 1995, de las uniones que empezaron cohabitando, casi el 40 por ciento legalizaron su unión posteriormente, mientras que el porcentaje en 2006 es superior, del 50 por ciento. Esta transformación, si nos fijamos en los gráficos de supervivencia 6 y 7, presentados anteriormente, se produce sin embargo a velocidades distintas. Este considerable retraso puede deberse a dos motivos: el primero de ellos es que las parejas no casadas son cada vez más comunes, la sociedad es más tolerante y más parejas forman una unión de hecho sin la intención de casarse en principio (aunque a largo plazo terminen haciéndolo), o sin la presión para hacerlo. Los cohabitantes recogidos en los datos de 1995 se enfrentaban a una situación más restrictiva en la que la norma del matrimonio era más fuerte. Un segundo motivo a tener en cuenta es la proliferación de registros para parejas de hecho desde mediados de los años noventa, y el progresivo reconocimiento legal que han ido obteniendo las parejas de hecho en diversos ámbitos. Estas innovaciones legales pueden reducir la tendencia a contraer matrimonio si determinadas ventajas se pueden percibir solo con registrarse como pareja de hecho. En consecuencia, muchas parejas no casadas en las que no observamos cambios puede que sí los hayan sufrido, si se han inscrito como parejas de hecho, y esto significaría que estas parejas habrían realizado una transición no observable que modificaría nuestros resultados y la interpretación de estos.

Puesto que entre las dos fechas consideradas se han producido diferencias en las transiciones estudiadas hasta ahora, cabe de nuevo plantearse si entre 1995 y 2006 ha cambiado el perfil de los cohabitantes que deciden casarse, o si los factores que influyen en la transición son similares. Para estudiar esto necesitamos un modelo longitudinal, similar al que hemos utilizado en los apartados anteriores, incluyendo en él solo a las parejas que empiezan su convivencia sin casarse[15]. Las observamos desde que empiezan a convivir y consideramos que se encuentran en riesgo de realizar una transición hasta que se disuelven o bien hasta la fecha de la entrevista si no lo hacen. Nuestra variable dependiente en este caso es la transición al matrimonio, en un modelo de riesgos competitivos en que las otras dos opciones son continuar la convivencia sin casarse o romper la relación. En concreto la variable dependiente es la probabilidad de casarse frente a continuar la convivencia sin hacerlo. Las variables de control que incluimos son las mismas que en los casos anteriores: nivel educativo, actividad laboral, edad, haber vivido el divorcio de los padres, estar embarazada o tener hijos, área de residencia urbana y religiosidad en el caso de 1995. Los resultados se resumen en la tabla 13.

Tabla 13.    Resultados de la regresión logística para la transición al matrimonio de las primeras uniones cohabitantes, por año de la encuesta

***p>0,001, **p<0,01, *p<0,05.

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

En esta tabla los coeficientes se presentan de nuevo como tasas de riesgo relativo, así que los coeficientes mayores que 1 se asocian a efectos positivos (aumentan la probabilidad de realizar la transición estudiada) mientras que los menores que 1 representan efectos negativos, siendo 0 el valor mínimo. Teniendo en cuenta que en la encuesta de 1995 solo hay 300 casos válidos de primeras uniones cohabitantes, tiene sentido comprobar que el modelo sobre transición al matrimonio arroja pocos resultados significativos. Los únicos son los relacionados con la fecundidad, ya que para las mujeres embarazadas se da una tasa de transición más elevada (una probabilidad casi cuatro veces mayor) de casarse durante el embarazo. En cambio, tener hijos ya nacidos dentro de la unión no casada o antes hace descender a la mitad la probabilidad de casarse.

En la encuesta de 2006 nos encontramos con una muestra de cohabitantes más amplia y por tanto obtenemos mejores resultados en términos de significación. El efecto de la fecundidad se continúa percibiendo, aunque en el caso del embarazo la magnitud es algo menor, pero sigue siendo el factor que más influencia tiene sobre la probabilidad de contraer matrimonio. En este caso vemos también la influencia de residir en una zona urbana y de haber experimentado el divorcio de los padres: ambas variables afectan negativamente a la probabilidad de casarse. Encontramos también un efecto de la variable edad; si tenemos en cuenta que el modelo controla el tiempo transcurrido en la unión, el resultado de la edad no está midiendo la duración desde que se formó la unión no casada, sino una tendencia de cohorte. Las mujeres de más de 40 años en el momento de la encuesta tenían una probabilidad más alta de transformar sus uniones en matrimonios, aunque el coeficiente no indica que el aumento de la probabilidad sea de una magnitud considerable. Las mujeres entre 25 y 29 años muestran una probabilidad más baja de contraer matrimonio, pero probablemente en este caso el efecto sí puede deberse a una censura por la derecha, es decir al hecho de observarlas durante un tiempo insuficiente, ya que si tenemos en cuenta la edad media al primer matrimonio en España, muchas de ellas han estado poco tiempo dentro del periodo de riesgo: su edad es inferior a la edad media al primer matrimonio.

Cohabitación y divorcio

En la literatura sobre formación y disolución de uniones existe un debate acerca del efecto que la cohabitación previa ejerce sobre la estabilidad de los matrimonios. Si bien cabría esperar que las parejas que ya han experimentado la convivencia y deciden casarse serán más estables porque ya han superado este periodo de adaptación, la evidencia empírica muestra que las parejas que cohabitan antes de casarse tienen una tasa de divorcio mayor que las parejas que se casaron directamente, controlando otras variables (véase, por ejemplo, Anderson, 2003). Se discute si se trata de un efecto de la cohabitación o si, como parece más probable, se trata de un efecto de selección: solo las parejas con unas determinadas características deciden cohabitar, y esas mismas características las hacen más proclives a divorciarse. Por ejemplo, como hemos visto en esta investigación, haber experimentado el divorcio paterno se asocia positivamente tanto con cohabitar como con divorciarse, y podría haber otros factores no observados que tuvieran efectos similares.

Sea cual sea la razón, hemos examinado si en el caso español se cumple también la regularidad observada en otros países, es decir, si el hecho de haber cohabitado antes del matrimonio tiene algún efecto significativo sobre la probabilidad de divorciarse. En principio esperamos que este efecto sea más visible en la encuesta de 2006, por el mayor número de casos, pero ocurre lo contrario. Hasta ahora hemos considerado solo los matrimonios directos, y no los que fueron precedidos de cohabitación. Para completar el estudio, realizamos un análisis de regresión con la disolución de la pareja como variable dependiente, similar en todo a los presentados en la tabla 12, pero esta vez para todos los matrimonios, independientemente de si cohabitaron antes o fueron matrimonios directos, incluyendo una variable dicotómica que recoge la cohabitación previa al matrimonio. En la encuesta de 1995 (véase la tabla 2 del Anexo) encontramos que haber convivido antes de casarse se asocia positivamente a la probabilidad de romper la unión una vez casados, con un coeficiente de 1,94, estadísticamente significativo. Sin embargo, en los datos de 2006, la variable no es significativa. La interpretación de este cambio no es directa, pero puede relacionarse con la generalización de las parejas de hecho: las uniones no casadas ya no seleccionan a parejas más proclives a la separación, o bien esa inclinación a separarse ya se encuentra recogida en otras variables. También es posible que nos encontremos ante un problema con los datos debido de nuevo a una censura por la derecha, si no hemos observado a los individuos durante el tiempo suficiente. Las variables sobre nivel educativo y participación laboral continúan siendo significativas en estos modelos y sus efectos son similares en magnitud a los presentados en la tabla 12.

4.5.    Conclusiones

En este capítulo hemos estudiado el desarrollo de las primeras uniones y si existen diferencias en su evolución entre la evidencia observada en 1995 y la que nos proporcionan los datos más recientes de 2006, centrándonos en la ruptura de uniones, la fecundidad y la transformación de las parejas no casadas en matrimonios. Lo primero que observamos es que en estos diez años se ha producido un retraso en las transiciones: entre las parejas no casadas la ruptura tarda más en producirse, así como la transición al matrimonio; en los matrimonios, las rupturas también son más lentas. Estos datos sobre las parejas no casadas pueden ser difíciles de interpretar, ya que existe una transición intermedia entre la unión sin papeles y el matrimonio, que es el registro como pareja de hecho, y esa transición no podemos observarla con nuestros datos. A la hora de tener hijos, también observamos que se ha producido una ralentización, ya que la duración entre formación de la unión y nacimiento del primer hijo se ha prolongado en ambos tipos de pareja.

El estudio de las rupturas también nos ha proporcionado conclusiones interesantes. Comprobamos que la probabilidad de separarse o divorciarse entre las mujeres casadas es más alta para las mujeres que disponen de más recursos (trabajadoras en activo o con mayor nivel medio-alto no universitarias) y menor cuando se tienen dos o más hijos. Esta regularidad ya la detectaron estudios anteriores y se relaciona con el coste que la separación conlleva para las mujeres. Como este coste no se ha modificado, tampoco lo ha hecho el perfil de las separadas. Para las parejas no casadas no observamos ningún efecto similar, ni un perfil determinado.

Finalmente, hemos tenido en cuenta la relación entre los dos tipos de pareja, estudiando la transformación de las parejas no casadas en matrimonios y el efecto de la cohabitación previa al matrimonio en la estabilidad de este. Nuestros resultados muestran, teniendo en cuenta las dificultades de interpretación ya mencionadas, que el matrimonio continúa manteniendo una función legitimadora de los nacimientos también en 2006, y que el hecho de cohabitar antes de casarse no tiene efectos directos sobre la inestabilidad matrimonial posterior en 2006 que sí tenía en 1995, aunque sería necesario disponer de una muestra mayor para poder analizarlo adecuadamente. Sin embargo, no podemos descartar la presencia de dichos efectos porque es probable que se produzcan de forma indirecta.

5.    Otros tipos de pareja

En este capítulo nos ocuparemos de otros aspectos relevantes acerca de las parejas residentes en España que no tenían cabida en los capítulos anteriores. En concreto, nos centraremos en la formación de segundas uniones, en las parejas del mismo sexo y en las parejas formadas por mujeres de nacionalidad extranjera. También dedicaremos una breve mención a las familias monoparentales, que a pesar de no constituir un tipo de pareja en sí, son relevantes para nuestro estudio, ya que pueden relacionarse con la decisión de no formar uniones o con la disolución de estas y sus efectos.

5.1.    Formación de segundas uniones

En los capítulos anteriores hemos analizado la formación de primeras uniones en España, así como su evolución posterior en términos de formación de familia y fecundidad, y finalmente los factores que se asocian a su disolución. En este apartado nos vamos a centrar en lo que ocurre tras la ruptura de las parejas, es decir, en la formación de segundas y posteriores uniones. Por una parte, los determinantes de la formación de parejas pueden ser los mismos en el caso de las primeras y posteriores uniones, pero, por otra parte, es plausible suponer que una vez que los individuos han experimentado la convivencia en una unión corresidencial y la ruptura de esta, sus decisiones acerca de la formación de una nueva pareja serán diferentes o no se verán afectadas de la misma manera por los factores que hemos identificado en los análisis anteriores. El estudio de las trayectorias familiares tras una separación es un área relativamente nueva de investigación en el caso español, de la que ha sido muy difícil ocuparse hasta ahora por falta de datos adecuados (Solsona et al., 2007).

Por lo que hemos estudiado hasta ahora, parece que el caso español se desvía bastante de lo observado en otros países para las segundas o posteriores uniones. En algunos países del entorno europeo, de hecho, se ha registrado un aumento de las parejas que, habiendo experimentado una ruptura previa, deciden formar una unión LAT como opción frente a volver a casarse o a compartir el domicilio con su segunda pareja. Estas parejas prefieren mantener su independencia residencial aunque tengan una relación estable. En muchos casos, dada la edad y recorrido vital de los individuos, la decisión se ve afectada por la presencia de hijos en el hogar, o incluso por las responsabilidades del cuidado de personas mayores, que hacen más conveniente para muchos mantener dos hogares separados y no alterar las rutinas establecidas. En contraste con esta tendencia, hemos visto que en España la gran mayoría de parejas estables que no comparten domicilio responden más bien al perfil del tradicional noviazgo.

Por otra parte, también cabe esperar que las personas que han experimentado un divorcio sean más reacias a casarse cuando deciden formar una segunda unión corresidencial. A este respecto existe una regularidad observada en muchos países, que consiste en la preferencia por la cohabitación entre aquellos que ya han experimentado una ruptura. En el caso español, en cambio, hemos visto que la cohabitación post-marital todavía no representa un porcentaje importante de las uniones no casadas.

Sabemos también que el número de separaciones y divorcios en nuestras muestras es reducido, y que por lo tanto también lo será el número de segundas uniones. De hecho, de 303 uniones disueltas en la encuesta de 1995 (incluyendo las debidas al fallecimiento de uno de los miembros de la pareja), solo 128 habían formado una segunda unión en el momento de la entrevista, un 42 por ciento. En el caso de los datos de 2006, el 43,6 por ciento de las mujeres que podían formar una segunda unión corresidencial lo habían hecho en el momento de la encuesta, lo cual no supone un incremento significativo en el porcentaje de mujeres que realizan esa transición. En ambas encuestas observamos la misma tendencia, que es a formar uniones no casadas: en 1995, de las segundas uniones corresidenciales formadas, un 87,5 por ciento fueron cohabitaciones; en 2006, el 88,8 por ciento. Si comparamos estas cifras con las de las primeras uniones, es fácil constatar que la preferencia en el caso de las segundas uniones es muy clara y que apenas ha sufrido cambios en los últimos diez años. Debido al reducido número de segundas parejas, su peso en el total de uniones no casadas no es significativo dentro del panorama general de las parejas españolas, pero sí que lo es visto desde el punto de vista del colectivo específico.

Para comprobar el efecto de las variables estudiadas hemos realizado un análisis de regresión similar al presentado en los capítulos anteriores. Debido al reducido número de matrimonios, consideramos como variable dependiente la probabilidad de formar una unión corresidencial, sin diferenciar el tipo de unión, ya que con la pequeña muestra los resultados no son estadísticamente significativos. Observamos a las mujeres desde que se produce la separación de la primera pareja hasta la formación de la segunda, o bien hasta el momento de la entrevista si no han formado una nueva pareja. La tabla 14 resume los coeficientes obtenidos, presentados como tasas de riesgo relativo.

Tabla 14.    Resultados de la regresión logística para la formación de una segunda unión, por año de la encuesta

***p>0,001, **p<0,01, *p<0,05.

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

Los resultados del modelo deben leerse con precaución por el reducido tamaño de la muestra, pero a pesar de ello encontramos varios efectos significativos. En primer lugar, tanto en 1995 como en 2006, encontramos que al tomar a las mujeres de la cohorte de más edad como referencia, las mujeres de cohortes más jóvenes tienen una probabilidad más alta de haber formado una segunda unión; los coeficientes son mayores que 1 y significativos y el efecto es lineal al principio pero desciende en las generaciones más jóvenes. El modelo controla el tiempo transcurrido desde la disolución de la pareja anterior, así que se trata de un efecto de cohorte. El nivel educativo también tiene un efecto significativo: las mujeres con niveles de estudios más elevados tienen una probabilidad mayor de volver a formar una unión que las mujeres con nivel educativo de primaria, que es el que tomamos como referencia. La secundaria no obligatoria no muestra un efecto significativo, pero esto puede ser consecuencia del reducido número de casos, así como de la alta correlación existente entre comenzar la secundaria no obligatoria y continuar con estudios universitarios en el sistema educativo español. Este efecto puede parecer sorprendente si tenemos en cuenta que las mujeres con niveles educativos más bajos suelen tener una situación laboral peor y menores recursos económicos, y para ellas las ventajas económicas de formar una unión con una segunda pareja son más elevadas. Sin embargo, lo que puede esconderse tras este resultado es un efecto del mercado matrimonial, en el que las mujeres con un nivel educativo bajo pueden tener dificultades para encontrar una segunda pareja, y por tanto muestran una probabilidad más baja de formar una unión corresidencial. No podemos saber a qué se debe este efecto ya que no tenemos información acerca de la existencia o no de una pareja estable en cada momento del tiempo, así que no sabemos si estas mujeres tienen dificultades para encontrar pareja o si por el contrario tienen pareja pero deciden no convivir por determinadas razones. Así pues, parece que mientras que las mujeres con altos niveles de estudios retrasan o evitan la formación de pareja (Martínez, 2009), la formación de segundas uniones sigue dinámicas diferentes.

Tener hijos de una pareja previa suele tener un efecto sobre la probabilidad de formar una segunda unión, y así se ha documentado en otros países (Solsona et al., 2007). En este análisis la variable que mide el número de hijos toma como referencia a las mujeres que no tienen ninguno, y los coeficientes de las otras categorías de la variable son menores que 1, indicando que es menos probable la formación de una segunda pareja cuando se tienen hijos. Sin embargo, los coeficientes solo son significativos en el caso de 1995. El embarazo, en cambio, mantiene su papel como desencadenante de la convivencia de los futuros padres, aunque su efecto es menor que en el caso de las primeras uniones.

La actividad laboral de las mujeres no muestra un efecto significativo, como tampoco lo hacen las variables de control acerca del tamaño del lugar de residencia ni de haber experimentado el divorcio de los padres. En el caso de la primera variable, podíamos esperar que las mujeres residentes en áreas urbanas tuvieran más facilidad para formar una segunda pareja, pero no es así; en el caso del divorcio paterno, lo incluimos como control pero probablemente al tratarse de segundas uniones lo que más pesa es la experiencia de los individuos y no la de sus progenitores. En resumen, en el caso de las segundas uniones, podemos decir que los resultados de las dos encuestas son bastante homogéneos, es decir, que en este caso podemos concluir que no parecen haberse producido cambios significativos. Debido a la reducida muestra y al progresivo aumento de las separaciones y divorcios, no es descartable de todas maneras que se produzcan cambios en este sentido que se puedan detectar en el futuro.

Sin duda sería de utilidad disponer de datos que nos permitieran evaluar de forma retrospectiva también las uniones no corresidenciales (con los datos actuales solo podemos comprobar este tipo de uniones en las actuales pero no disponemos de una biografía de parejas LAT), ya que estas parecen constituir la alternativa más atractiva en otros países. Esta información nos ayudaría a discriminar si existen diferencias socioeconómicas en la formación de segundas uniones. En el momento de realizarse las encuestas, los porcentajes de mujeres separadas, divorciadas o viudas que vivían en una relación LAT eran bastante bajos: en 1995, un 7,2 por ciento de las mujeres en unión LAT ya habían vivido en una unión corresidencial. En esa encuesta había muy pocos casos de separadas o divorciadas, así como de viudas, debido al perfil de edad, pero entre ellas un 45 por ciento tenían pareja, lo que supone casi la mitad de este grupo. En la encuesta de 2006, el porcentaje de las mujeres en unión LAT que habían estado casadas era de un 10 por ciento, pero si observamos a los diferentes colectivos, la proporción de divorciadas, viudas o separadas en unión LAT no alcanzaba el 18 por ciento.

5.2.    Parejas del mismo sexo

Las encuestas analizadas en este estudio en principio permiten el análisis de parejas homosexuales. Ambas encuestas indagan sobre la estructura del hogar de la entrevistada y las personas que lo componen, y también incluyen preguntas sobre el sexo de estas personas. Por lo tanto, y teniendo en cuenta el margen de error posible, podemos identificar a las parejas homosexuales si la entrevistada designa como su pareja a una persona de su mismo sexo. Sin embargo, el número de parejas con estas características es insignificante: 6 personas en 1995 y 12 en 2006. Si consideramos que algunas de estas parejas pueden no serlo y que su identificación como tales puede deberse a errores en la atribución de relaciones o sexo por parte de las entrevistadas, se constata que no es posible llevar a cabo un análisis con estos datos.

Se han estudiado otras encuestas del CIS para buscar el número suficiente de casos que nos permitiera realizar el análisis, pero en todas las encuestas examinadas el número de personas que podíamos identificar como homosexuales no superaba los 30 individuos, un número demasiado bajo para realizar análisis significativos. En cambio, gracias a la amplitud de su muestra, en la Encuesta de Empleo del Tiempo (EET) del INE podemos obtener al menos un perfil socioeconómico de las parejas del mismo sexo que convivían en 2002-2003, ya que contamos con 296 personas (tanto hombres como mujeres) que indican que conviven con su pareja y que esa pareja es del mismo sexo que el entrevistado.

Tabla 15.    Distribución de la muestra de parejas (frecuencias ponderadas), por tipo de pareja y sexo

***p>0,001, **p<0,01, *p<0,05.

Fuente: Elaboración propia a partir de datos de la Encuesta de Empleo del Tiempo (INE, 2003).

Si nos centramos, pues, en los datos de la EET, la tabla 15 resume algunas características socioeconómicas de las parejas del mismo sexo comparadas con las parejas heterosexuales de la misma encuesta. En cuanto al nivel educativo, los hombres que conviven con una pareja de su mismo sexo muestran un nivel ligeramente inferior a los hombres que conviven con una pareja de distinto sexo, mientras que en el caso de las mujeres ocurre lo contrario. Las mujeres que viven con una pareja de su mismo sexo tienen un nivel de participación laboral más elevado (más de la mitad eran activas laboralmente, trabajando o desempleadas) que las mujeres en parejas heterosexuales, en las cuales casi la mitad se dedica a las tareas del hogar. En el caso de los hombres, también encontramos un patrón de actividad laboral diferente, pero inverso: los hombres heterosexuales tienen tasas de ocupación laboral más elevadas que los homosexuales, entre los que encontramos porcentajes más altos de inactividad y de dedicación a las tareas del hogar. En el nivel de ingresos también se encuentran diferencias en el caso de las mujeres, que son coherentes con su nivel de participación laboral: las mujeres heterosexuales tienen una media de ingresos inferior a la de las mujeres que viven con una pareja de su mismo sexo. En el caso de los hombres es difícil extraer conclusiones debido al elevado número de casos con ingresos desconocidos. Finalmente, comparamos la presencia de niños menores de 10 años en el hogar, y encontramos que es más frecuente encontrarlos en los hogares formados por parejas heterosexuales y en segundo lugar en parejas homosexuales formadas por mujeres.

Desafortunadamente, estos datos no nos permiten estudiar ni las parejas no corresidenciales ni los matrimonios, puesto que el matrimonio entre personas del mismo sexo no se aprobó en España hasta 2005, por lo que no podemos realizar una comparación con las parejas heterosexuales estudiadas en esta investigación. Sin embargo, sabemos que desde la aprobación de la ley el año en el que más matrimonios entre personas del mismo sexo se produjeron fue 2006, y en 2007 y 2008 la cifra descendió pero se mantiene por encima de los 3000 matrimonios al año, aunque una parte corresponda a extranjeros. En 2008, según los últimos datos proporcionados por el INE, se casaron 3549 parejas del mismo sexo, y se divorciaron o separaron 116, lo cual arroja una cifra de 3,2 divorcios por cada cien matrimonios, muy lejos de las 63 separaciones por cada cien matrimonios que se registraban en 2007 para las parejas heterosexuales. No obstante, como ya hemos mencionado, estos datos no son directamente comparables, en primer lugar porque la probabilidad de divorcio no es independiente de la duración del matrimonio, y en el caso español las parejas casadas del mismo sexo todavía tienen una duración inferior a cinco años (como matrimonios); pero también se debe tener en cuenta que las normas sociales tradicionales acerca del matrimonio no son las mismas en el caso de las parejas del mismo sexo. Muchas parejas del mismo sexo deciden no casarse, con lo cual nos encontramos con un sesgo de selección entre los que contraen matrimonio.

5.3.    Mujeres de nacionalidad extranjera

Los patrones de formación y disolución de pareja en España difieren en muchos puntos de lo que observamos en otros países. Ya hemos mencionado que en otros países europeos las parejas no casadas son más populares desde hace mucho tiempo, y que constituyen con más frecuencia una alternativa al matrimonio. El divorcio ha tenido una historia más larga en estos países, por lo tanto son más las segundas uniones de un tipo u otro. En el caso de Latinoamérica encontramos también diferencias, ya que aunque se valore el matrimonio y la familia tradicional, también existe una larga tradición de cohabitación y fecundidad fuera del matrimonio (Castro Martín, 2002).

Tiene sentido entonces preguntarse acerca de la formación y disolución de pareja de los extranjeros residentes en nuestro país, siempre teniendo en cuenta su país de origen. Se trata de una cuestión muy compleja, puesto que a todos los posibles factores que influyen en la formación de pareja se unen las diferencias por origen, los procesos de acomodación al país receptor y numerosos problemas relacionados con los datos (es difícil determinar si la pareja se formó antes o después del movimiento migratorio, o la nacionalidad del cónyuge). A esto se añade que los flujos migratorios se encuentran en constante cambio.

Por tanto, en esta sección lo único que se pretende es ofrecer una mínima descripción de la forma de convivencia de las mujeres extranjeras en España, teniendo en cuenta su origen. Esto no es posible con los datos de la EFF de 1995, pero en la encuesta de 2006 sí que disponemos de información sobre la nacionalidad de las entrevistadas, lo cual nos permite averiguar algo acerca de su forma de convivencia. Lamentablemente, no tenemos información similar acerca de sus parejas, con lo que no sabemos si se trata de españoles o extranjeros. En total obtenemos datos de 481 mujeres.

Si las agrupamos por procedencia tomando en consideración los patrones de formación de familia de sus áreas de origen, podemos hacer cuatro grandes grupos: mujeres procedentes de Europa y Norteamérica, de África, de América Latina y de Asia. Puesto que en el caso de Asia solo contamos con 6 observaciones, no presentaremos los resultados para este colectivo. Las mujeres de nacionalidad extranjera muestran un perfil de edad ligeramente más joven que el de las españolas, y también difieren en otras variables socioeconómicas, que se asocian al tipo de migración que representan y que se resumen en la tabla 16.

Las mujeres europeas y norteamericanas tienen un nivel educativo ligeramente superior al de las españolas, principalmente porque hay un porcentaje mayor con estudios post-secundarios, aunque el porcentaje de universitarias es similar. Las mujeres africanas en cambio tienen un nivel educativo significativamente inferior al de los colectivos mencionados, mientras que las procedentes de América Latina podrían formar un grupo intermedio en lo que se refiere al nivel educativo. La situación laboral también difiere: salvo las africanas, los tres grupos presentan niveles similares de desempleo e inactividad por labores del hogar, pero tanto las europeas y norteamericanas como las latinoamericanas tienen un nivel de actividad laboral más alto que las españolas, así como menos presencia de estudiantes. Las africanas son un grupo con participación laboral más baja y con una presencia importante de amas de casa. Este resultado apunta a un tipo de inmigración más relacionado con la reagrupación familiar que con la intención de integrarse en el mercado laboral español, al menos en comparación con los grupos anteriores. Debemos tener en cuenta también la importancia del trabajo no registrado y que los distintos orígenes migratorios influyen en el sector y el tipo de actividad que desempeñan los inmigrantes.

Tabla 16.    Distribución de la muestra por área de procedencia (2006)

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del Estudio 2639, CIS.

Este perfil más orientado al hogar de las mujeres africanas es coherente con el porcentaje de mujeres que tienen hijos, que es el más elevado de los cuatro colectivos, y muy parecido al de las latinoamericanas. Es más frecuente que las europeas y norteamericanas no tengan hijos, dado que además los tienen más tarde. Una última variable que incluimos en la tabla es el porcentaje de mujeres que han vivido el divorcio de sus padres, ya que esta variable se asocia a los patrones futuros de formación familiar, y lo que observamos es que una de cada cuatro europeas y norteamericanas, y casi un tercio de las latinoamericanas, han experimentado la separación de sus padres. Españolas y africanas son las que menos contacto han tenido con este fenómeno en su infancia y juventud.

Tabla 17.    Forma de convivencia de las mujeres residentes en España, por área de procedencia (2006)

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del Estudio 2639, CIS.

La tabla 17 muestra la forma de convivencia de estas mujeres según su origen y nos permite observar que existen diferencias significativas en cuanto al tipo de pareja en el que conviven. Tomando como referencia a las españolas, vemos que el resto de europeas y norteamericanas tienen unos niveles similares de matrimonio y soltería, pero difieren claramente en el nivel de parejas que conviven sin casarse y en el de LAT, ya que una de cada cuatro entrevistadas vivía en una unión no casada. Las mujeres procedentes de América Latina también conviven en pareja sin casarse más que las españolas. Finalmente, las africanas muestran un perfil más tradicional, con un porcentaje muy alto de casadas, pero incluso este colectivo muestra una tendencia más alta que las españolas a cohabitar. Estas diferencias son coherentes con los resultados provisionales de la Encuesta Nacional de Inmigrantes del INE (2007).

Los diferentes modelos de pareja pueden estar relacionados con las diferencias socioeconómicas comentadas más arriba, pero también con los motivos migratorios de las entrevistadas y con su situación legal. Por ejemplo, se ha establecido que parte de las diferencias en la propensión a formar una unión consensual entre las extranjeras se debe a su perfil de edad y heterogamia de sus parejas (Cortina et al., 2006). En el caso de las mujeres africanas es posible que la entrada en el país por reagrupación familiar se vea reflejada en el alto porcentaje de casadas, mientras que los demás colectivos pueden responder a una estrategia migratoria individual. El alto nivel de uniones no casadas puede relacionarse también con el estatus legal de las mujeres, y con la nacionalidad de sus parejas. Algunas de estas parejas quizá quieren casarse pero están esperando a aclarar su situación o establecerse en un lugar determinado si su pareja es española o procedente de un país diferente al de ellas.

5.4.    Las familias monoparentales

El estudio de las familias monoparentales no es uno de los objetivos de esta investigación, sin embargo, dado el elevado número de mujeres que no forman uniones corresidenciales, y una vez conocidas las opiniones manifestadas por las mujeres acerca de la compatibilidad entre la familia y la vida profesional, bastante negativas, nos parece que tiene sentido caracterizar con más profundidad a las mujeres que tienen hijos sin tener una pareja estable. Existen muchos tipos de familias monoparentales, y en el caso español la mayoría de ellas son resultado de una ruptura matrimonial. En general las familias monoparentales encabezadas por mujeres son el tipo de hogar con mayor riesgo de pobreza y exclusión social, debido a la falta de recursos (Flaquer et al., 2006). En todo caso, en este estudio las familias monoparentales que nos interesan son las formadas por mujeres solteras. En especial, nos interesa saber si este tipo de familia puede convertirse en una opción para las mujeres, como una alternativa a la formación de pareja compatible con el aumento registrado en la soltería. Las razones por las que una mujer forma una familia monoparental son principalmente dos: en primer lugar, puede darse un embarazo no deseado con una pareja no estable o que se rompa antes del nacimiento; en segundo lugar puede tratarse de una mujer que no tiene una pareja estable pero no quiere renunciar por eso a la maternidad, con lo cual se trataría de mujeres con recursos elevados. En este último caso la ausencia de pareja estable puede ser circunstancial, pero también podría ir acompañada de una opinión negativa acerca de la familia tradicional, ya que un número significativo de mujeres comprometidas con su vida profesional ve en la familia un obstáculo para su desarrollo.

Un primer análisis descriptivo nos muestra que el número de familias monoparentales ha crecido bastante cuando comparamos las dos encuestas. La composición de estas familias es variada, ya que, como hemos visto antes, encontramos mujeres con hijos tanto entre las que no tienen pareja como entre las que tienen una relación LAT, pero el grupo más significativo es el de las separadas, divorciadas y viudas. Del total de familias monoparentales en los datos de 1995, un 95 por ciento eran mujeres separadas o divorciadas, frente a un 84,9 por ciento en 2006. Si nos fijamos en las mujeres solteras, vemos que en 1995 solo un 3 por ciento de las encuestadas en 1995 tenía hijos (lo que representa en números absolutos 19 casos, un número demasiado reducido para inferir nada significativo). En 2006, un 7,15 por ciento de las solteras tenía hijos, en total 129 casos en toda la muestra. Estas mujeres fueron madres a una edad similar a la media de la muestra, tienen un perfil educativo también similar al del total de la muestra, y son laboralmente activas: su tasa de actividad era del 85,3, aunque con un nivel de desempleo bastante elevado: 16 por ciento. La elevada participación laboral de estas mujeres es bastante lógica dada su situación de madres que deben mantener a sus hijos, pero su situación residencial nos dice además que reciben una importante ayuda de sus familias: un 65 por ciento de estas mujeres vivían en viviendas de las cuales no era titulares (ni en propiedad ni como arrendatarias), es decir, que o bien ocupaban viviendas de propiedad familiar, o convivían con sus familias, o bien subalquilaban pisos sin contrato (aunque en este último caso, al pagar el alquiler, es bastante probable que se hubieran designado a sí mismas como titulares). En cualquier caso este elevado porcentaje parece apuntar a la dependencia de estas mujeres hacia sus familias, ya sea económica o en términos de ayuda para el cuidado de los niños, y nos indica también que la maternidad en solitario como una opción para mujeres con elevados recursos no parece el modelo mayoritario en España. Aunque en los datos de 1995 el número de casos es muy pequeño, el perfil de las mujeres es bastante diferente: muestran un nivel educativo mucho más bajo que la media, una participación laboral más baja de lo que podría esperar (64 por ciento) con un elevadísimo nivel de paro (24 por ciento) y bastante inactividad.

5.5.    Conclusiones

En esta sección hemos estudiado formas de pareja más minoritarias: las segundas uniones, las parejas del mismo sexo y las formadas por mujeres de nacionalidad extranjera. Los tres grupos se caracterizan por tener una presencia reducida en las encuestas, con lo que para realizar un análisis significativo se necesitarían datos más representativos.

En el caso de las segundas uniones, nuestro análisis muestra que no se han producido cambios significativos desde 1995. Las mujeres que forman una segunda unión corresidencial después de una ruptura o viudedad son todavía pocas, pero ya en 1995 se constataba una preferencia por formar una pareja no casada entre ellas, y esa tendencia se mantiene en 2006. Además es más probable para las mujeres con nivel educativo más alto formar una segunda unión, y de nuevo el embarazo se asocia con la convivencia. Muchas mujeres forman una familia monoparental después de la ruptura, y conforman el colectivo con mayor riesgo de exclusión social en España. El análisis de las mujeres que tienen un hijo sin convivir con su pareja en el caso español nos muestra un perfil de mujeres jóvenes y con niveles educativos bajos, con lo que no parece conformar una nueva vía para la formación de familia o una alternativa para las mujeres sin pareja, al menos no de manera significativa.

Para el estudio de las parejas homosexuales disponemos de pocos datos, por lo que hemos utilizado la Encuesta de Empleo del Tiempo del INE. En principio, y también con una muestra reducida, no hay diferencias significativas entre estas parejas y las heterosexuales, salvo una menor fecundidad y que las mujeres muestran una actividad laboral más frecuente. Son necesarios datos específicos sobre estas parejas, ya que hasta el momento no podemos diferenciar entre uniones de hecho, matrimonios y parejas homosexuales LAT, y podrían seguir patrones distintos que las parejas heterosexuales. Por ejemplo, en este caso el matrimonio es el comportamiento innovador y no tradicional, y la convivencia en pareja de hecho la opción más tradicional.

En esta sección también hemos considerado a las mujeres de otras nacionalidades, y constatado que su convivencia en pareja responde a las características de sus colectivos de origen, y posiblemente al tipo de migración que representan. Europeas y americanas muestran porcentajes más altos de convivencia sin matrimonio, mientras que las africanas son las que tienen una mayor fecundidad y un porcentaje más alto de matrimonios. Para poder llevar a cabo un análisis de estos colectivos serían necesarios más datos acerca de sus parejas, además de muestras más numerosas (no se han podido incluir las mujeres asiáticas en el estudio por falta de representación). Los trabajos en curso sobre la Encuesta Nacional de Inmigrantes pueden aportar mucha información a este respecto.

6.    Conclusiones generales

El objetivo principal de esta investigación era comprender los cambios producidos en las parejas españolas en los últimos años, y comprobar si las trayectorias habituales han cambiado o responden a los mismos factores en 2006 y en 1995. Para ello hemos contrastado principalmente los datos de dos encuestas: la Encuesta de Fecundidad y Familia de 1995 y la encuesta Fecundidad y valores en la España del siglo XXI. Además hemos utilizado otras fuentes de datos para completar información que no se encuentra en las encuestas mencionadas. Para estudiar estos cambios hemos hecho un breve repaso de la literatura acerca de las diferentes formas de pareja y después nos hemos centrado en el análisis empírico de los datos. En primer lugar se ha llevado a cabo un análisis transversal de las parejas españolas, después hemos estudiado la formación de primeras uniones desde un punto de vista longitudinal, siguiendo su evolución y eventual transformación o ruptura. Por último, hemos estudiado formas más minoritarias de pareja (segundas uniones, parejas homosexuales y parejas formadas por extranjeras). En general los datos estudiados reflejan cambios producidos a nivel social, como la secularización, el aumento del nivel educativo y una progresiva incorporación de las mujeres al mercado laboral, pero además de esto observamos dinámicas específicas y cambios dentro del proceso de formación de familia.

La principal conclusión que extraemos del análisis transversal de las parejas españolas es que ha habido cambios significativos entre 1995 y 2006, que implican una mayor difusión de las parejas no casadas. En segundo lugar, también se han producido cambios en el perfil de las distintas parejas, con una aproximación entre matrimonio y cohabitación, y una mayor selección de las mujeres muy educadas a formar parejas LAT. En concreto, las diferencias de nivel educativo se han reducido porque las casadas ahora se parecen más a las cohabitantes y solteras, y lo mismo ocurre con la participación laboral. Estos resultados reflejan los cambios producidos en la sociedad española, en la que las mujeres se han incorporado al mercado laboral y a los niveles educativos más altos, y consideramos que además apoyaría la tesis acerca de la generalización de las formas de familia alternativas, si bien con reservas debido a la presencia todavía marginal de este tipo de parejas.

Sin embargo, debemos tener en cuenta que un enfoque transversal como este presenta importantes limitaciones a la hora de estudiar las formas de pareja existentes, ya que los procesos de formación de familia son esencialmente dinámicos. Por eso en la sección siguiente hemos estudiado la formación de las primeras uniones en España con técnicas de regresión longitudinal. Los resultados obtenidos muestran que más de la mitad de las mujeres menores de 30 años habían formado su primera unión sin casarse y que determinados factores que en 1995 se asociaban con la formación de parejas no casadas siguen haciéndolo en 2006: ser más joven, haber vivido fuera del hogar paterno durante un tiempo, residir en un entorno urbano y haber experimentado el divorcio o separación de sus padres conllevan una probabilidad más alta de formar una primera unión sin casarse. Sin embargo, dos diferencias de gran relevancia sociológica, como son el nivel educativo y la actividad laboral, que mostraban una asociación positiva con cohabitar y negativa con casarse directamente en 1995, han perdido completamente su significado estadístico en los modelos para 2006. Esto nos indica que la cohabitación ya no es una forma de convivencia tan selectiva como en 1995, aunque todavía haya variables que se asocian con una probabilidad más alta de cohabitar, pero se trata de variables asociadas a valores o a experiencias personales. Por otra parte seguimos viendo que las parejas no casadas muestran unos roles de género más igualitarios que los casados, tanto en términos de preferencias o valores como en el reparto de las tareas domésticas.

Una variable clave a la hora de explicar la formación de parejas corresidenciales en España es la fecundidad. Si la mujer estaba embarazada en el momento de formar la unión nuestros resultados muestran que es más probable que se case en lugar de formar una unión consensual. Para las mujeres que ya han tenido una pareja corresidencial, el embarazo se asocia también a una mayor probabilidad de iniciar una nueva convivencia. A la hora de tener hijos, también observamos que se ha producido una ralentización, ya que la duración entre formación de unión y nacimiento del primer hijo se ha prolongado en ambos tipos de pareja. Ese efecto de legitimación de los nacimientos, detectado ya por otros estudios (Baizán et al., 2003), se ve reforzado por las encuestas de opinión. En el estudio que hemos analizado los entrevistados destacan las garantías que ofrece el matrimonio para criar a los hijos. Por otra parte, los cohabitantes valoran del matrimonio una serie de implicaciones prácticas, mientras que los casados tienden a mencionar razones más emocionales para casarse. Estas diferencias podrían indicar que los cohabitantes tienen una visión menos romántica del matrimonio.

En cuanto al desarrollo de las parejas, hemos observado que en estos diez años se ha producido un cierto retraso en las transiciones: entre las parejas no casadas la ruptura tarda más en producirse, así como la transición al matrimonio. En los matrimonios, las rupturas no han cambiado mucho. Sin embargo, los resultados sobre las parejas no casadas pueden ser difíciles de interpretar, ya que en estos diez años se ha producido también un aumento de los registros de parejas de hecho, así como un aumento de las consecuencias legales que se reconocen a este tipo de uniones, y por tanto muchas de las parejas en las que no observamos transición alguna podrían haber «legalizado» su unión en realidad. El estudio de las rupturas también nos ha proporcionado conclusiones interesantes, ya que los patrones observados no alteran los que ya se habían descrito para otras fuentes de datos: la probabilidad de separarse o divorciarse entre las mujeres casadas es más alta para las mujeres que disponen de más recursos (trabajadoras en activo), con lo que podemos concluir que, o bien son más inconformistas o bien la separación sigue teniendo un coste más elevado para las mujeres. Para las parejas no casadas no observamos ningún efecto similar, ni un perfil determinado.

En la última sección de este trabajo hemos estudiado formas de pareja más minoritarias: las segundas uniones, las parejas del mismo sexo y las formadas por mujeres de nacionalidad extranjera. En el caso de las segundas uniones, nuestro análisis muestra que no se han producido cambios significativos desde 1995. Las mujeres que forman una segunda unión corresidencial después de una ruptura o viudedad son todavía pocas, pero ya en 1995 constatábamos una preferencia por formar una pareja no casada entre ellas, y esa tendencia se mantiene en 2006. Además, es más probable para las mujeres con nivel educativo más alto formar una segunda unión, y de nuevo el embarazo se asocia con la convivencia.

Para el estudio de las parejas del mismo sexo existen pocos datos, por lo que hemos utilizado la Encuesta de Empleo del Tiempo del INE. En principio, y también con una muestra reducida, no hay diferencias significativas entre estas parejas y las heterosexuales, salvo una menor fecundidad y que las mujeres muestran una actividad laboral más frecuente. Finalmente hemos considerado a las mujeres de otras nacionalidades, y constatado que su convivencia en pareja responde a las características de sus colectivos de origen, y posiblemente al tipo de migración que representan. Europeas y americanas muestran porcentajes más altos de convivencia sin matrimonio, mientras que las africanas son las que tienen una mayor fecundidad y un porcentaje más alto de matrimonios.

Podemos decir, a modo de resumen, que en la formación de pareja en España se están produciendo cambios, pero que estos cambios no ocurren a la misma velocidad en todos los ámbitos. Las parejas no casadas se están generalizando, tanto en términos numéricos como en lo referido a los individuos que seleccionan, y especialmente si nos fijamos solo en las generaciones más jóvenes, para las que ya constituyen la primera unión mayoritaria, podemos predecir que esta tendencia continuará en aumento. También juegan un papel importante en la formación de segundas uniones. Ha aumentado además el número de nacimientos fuera del matrimonio, con lo que este tipo de parejas no funcionan solo como un paso más en el proceso de cortejo, sino que para algunos se convierten en alternativas al matrimonio, al menos durante un tiempo. Por otra parte, es más probable para las mujeres cohabitantes embarazadas realizar la transición al matrimonio, con lo que parece que en nuestro país existen dos tipos de cohabitación, unas parejas conviven como paso previo al matrimonio, especialmente ligado a la decisión de tener hijos, pero también ha aumentado el número de parejas que conviven sin casarse durante largos periodos de tiempo y que tienen hijos dentro de este tipo de uniones, lo que podríamos considerar una alternativa al matrimonio. Esta interpretación es tentativa, ya que para comprender mejor el significado de estas parejas necesitaríamos información adicional sobre las que se han registrado y las que realmente conviven sin papeles.

A pesar de esta tendencia, el matrimonio mantiene su papel en el proceso de formación de familias y como legitimador de los nacimientos y en las encuestas encontramos una opinión que refuerza ese significado: el matrimonio se percibe como un tipo de relación más segura para tener hijos. Se entiende que esa seguridad viene determinada por la cobertura legal que regula el matrimonio en caso de ruptura, pero sería necesario un examen de la legislación para saber si realmente se producen diferencias importantes en lo que se refiere a los hijos cuando las parejas no casadas rompen su convivencia. Otra tendencia que se mantiene, en contra de lo que esperábamos, es la selección que se produce en el divorcio y separación. A pesar del aumento en el número de rupturas matrimoniales, siguen siendo las mujeres con empleo las que tienen una probabilidad de ruptura más elevada. En cambio ya no encontramos un efecto significativo para las más educadas. Estos resultados pueden reflejar la necesidad de las mujeres de tener un sustento económico a la hora de romper un matrimonio, con lo que algún tipo de actividad laboral sería condición necesaria para disolver el matrimonio. Por otra parte, que no haya diferencias significativas entre niveles educativos a la hora de separarse podría indicar una generalización del divorcio —apoyando entonces la tesis de la mayor individualización—, pero también podría interpretarse que las mujeres con niveles educativos más altos forman uniones más estables. Esta mayor estabilidad podría deberse a múltiples mecanismos: tardan más en convivir con su pareja, son más selectivas, tienen más recursos para comunicarse o forman parejas más homógamas.

Esta dualidad que observamos, por una parte aumento de comportamientos que hasta hace poco eran innovadores (parejas no casadas, fecundidad extramatrimoial y divorcio) y por otra el mantenimiento de tendencias preexistentes (asociación de matrimonio e hijos y parejas LAT entre las más educadas) es coherente con las tesis de Jurado (2005) acerca del cambio familiar en España. Más que nada, interpretamos que estas tendencias pueden ilustrar el hecho de que en el supuesto camino hacia la convergencia con otros países existe un límite que viene marcado por las políticas, la legislación (al menos, con la percepción que tienen los individuos acerca de la situación legal de los hijos de parejas no casadas y de las consecuencias del divorcio y la separación) y la situación de las mujeres. El mercado laboral español ofrece pocas posibilidades de conciliación en general, y proporciona pocas oportunidades de integración a las mujeres que han estado alejadas de la actividad durante un tiempo.

El cambio de los comportamientos familiares en España, aunque pueda tener límites, es un fenómeno que se ha producido con rapidez y que aún no se ha detenido. Existen nuevas formas de familia, como las parejas de hecho registradas, las uniones LAT o los matrimonios del mismo sexo con hijos, que no podemos estudiar con la profundidad necesaria debido a la falta de datos. En muchos casos podemos inferir el número de parejas o familias de un tipo u otro, pero en los procesos de formación de familia intervienen muchos factores y comportamientos interrelacionados, entre ellos las políticas públicas, por lo que sería deseable contar con datos de tipo longitudinal, que permitieran al menos el análisis biográfico de los individuos. Una mejor comprensión de este tipo de procesos es clave para determinar cuáles son los efectos de ciertas acciones legislativas sobre el comportamiento de los individuos, pero también para establecer las necesidades futuras de una población, su estructura y sus debilidades.

ANEXO

Tabla 1.    Distribución de la muestra según el tipo de convivencia actual, por año y tipo de convivencia

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

Tabla 2.    Resultados de la regresión logística sobre la probabilidad de divorciarse para todos los matrimonios, por año de la encuesta

***p>0,001, **p<0,01, *p<0,05.

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de los Estudios 2182 y 2369 del CIS.

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Índice de tablas

1.    Tipos ideales de uniones de hecho

2.    Distribución muestral de las principales variables estudiadas (frecuencias absolutas y ponderadas), por año de la encuesta

3.    Distribución de la muestra por edad de las entrevistadas, tipo de pareja y año de la encuesta

4.    Distribución porcentual de las uniones por tipo de unión y comunidad autónoma de residencia (2006)

5.    Porcentaje de entrevistadas que prefiere una familia con determinadas características, por tipo de unión

6.    Principal responsable de las tareas del hogar, por tipo de unión y tarea (1995)

7.    Tiempo total invertido en las tareas del hogar (en minutos) y proporción de las tareas realizadas, por tipo de unión y tarea (2003)

8.    Resultados de la regresión logística multinomial sobre el tipo de pareja actual (1995-2006)

9.    Resultados de la regresión logística multinomial sobre la primera unión (cohabitación vs. matrimonio directo)

10.    Porcentaje de encuestados que están de acuerdo o muy de acuerdo en que a la hora de casarse influyen determinados factores, por tipo de convivencia

11.    Porcentaje de encuestados, por tipo de convivencia, que están de acuerdo o muy de acuerdo en que casarse es ...

12.    Resultados de la regresión logística para la disolución de primeras uniones (matrimonios directos y cohabitación), por tipo de unión y año de la encuesta

13.    Resultados de la regresión logística para la transición al matrimonio de las primeras uniones cohabitantes, por año de la encuesta

14.    Resultados de la regresión logística para la formación de una segunda unión, por año de la encuesta

15.    Distribución de la muestra de parejas (frecuencias ponderadas), por tipo de pareja y sexo

16.    Distribución de la muestra por área de procedencia (2006)

17.    Forma de convivencia de las mujeres residentes en España, por área de procedencia (2006)

Índice de gráficos

1.    Distribución de la muestra por nivel educativo, tipo de pareja y año de la encuesta

2.    Distribución de la muestra por actividad laboral, tipo de pareja y año de la encuesta

3.    Porcentaje de acuerdo (muy de acuerdo/bastante de acuerdo) con la afirmación: «No está bien que el hombre se quede en casa y cuide de los hijos y la mujer vaya a trabajar», por estado civil

4.    Porcentaje de primeras parejas que cohabitaron, por cohorte de nacimiento y año de la encuesta

5.    Desarrollo de las primeras uniones no casadas en el momento de la entrevista (1995-2006)

6.    Función de supervivencia de las parejas corresidenciales no casadas, por tipo de disolución (1995)

7.    Función de supervivencia de las parejas corresidenciales no casadas, por tipo de disolución (2006)

8.    Función de supervivencia de las parejas corresidenciales casadas, por año de la encuesta

9.    Función de supervivencia desde el inicio de la convivencia al nacimiento del primer hijo, por tipo de pareja (1995)

10.    Función de supervivencia desde el inicio de la convivencia al nacimiento del primer hijo, por tipo de pareja (2006)

[1] INE, serie Indicadores Sociales.

[2] Para más información sobre la encuesta, se puede consultar la ficha de esta en la página del CIS: http://www.cis.es/cis/opencm/ES/1_encuestas/estudios/ver.jsp?estudio=8580&cuestionario=9914&muestra=15265.

[3] http://www.unece.org/pau/ffs/ffs.htm.

[4] Para más información sobre la encuesta, se puede consultar la ficha de esta en la página del CIS: http://www.cis.es/cis/opencm/ES/1_encuestas/estudios/ver.jsp?estudio=6478&cuestionario=7532&muestra=12564.

[5] Para una introducción a la terminología y los conceptos básicos del análisis longitudinal, véase F. Bernardi (2006).

[6] Para más información sobre la encuesta, se puede consultar la ficha de esta en la página del CIS: http://www.cis.es/cis/opencm/ES/1_encuestas/estudios/ver.jsp?estudio=4556&cuestionario=4789&muestra=8823.

[7] También incluyen la perspectiva de los niños dentro de las familias, y cuál es la probabilidad de que los padres cohabiten y se casen.

[8] Es necesario aclarar que cuando establecemos este tipo de contrastes, estamos refiriéndonos solo a uniones heterosexuales, ya que hasta hace muy poco la alternativa del matrimonio no existía para las parejas homosexuales.

[9] Todos los datos anteriores se han tomado de la página web del Instituto Nacional de Estadística.

[10] Para más información sobre la Encuesta de Empleo del Tiempo, véase la página web del INE: http://www.ine.es/jaxi/menu.do?type=pcaxis&path=%2Ft25/e447&file=inebase&L=0, especialmente el apartado de Metodología general.

[11] No obstante, los modelos se han analizado para los demás contrastes posibles.

[12] Hemos comprobado que el número de mujeres que dicen que su primera unión terminó en ruptura es coherente con el número de mujeres que recuerdan el año en que se produjo esa ruptura en ambas encuestas, luego en principio descartamos que existan inconsistencias o errores de codificación en los datos en este sentido.

[13] INE, Indicadores Sociales 2008.

[14] Para más información sobre la encuesta, se puede consultar la ficha de esta en la página del CIS: http://www.cis.es/cis/opencm/EN/1_encuestas/estudios/ver.jsp?estudio=1112.

[15] En realidad esta transición necesitaría un tratamiento estadístico más sofisticado, ya que las variables que afectan a la formación de la primera unión también afectan a la segunda. Se han analizado modelos con selección (Heckman), pero esta no resultaba significativa, quizá por el reducido número de casos. Finalmente hemos considerado que dada la finalidad divulgativa y descriptiva del texto, el modelo presentado puede ilustrar las dinámicas, siempre que se tengan en cuenta las limitaciones y no se interprete en términos de causalidad ni se le atribuya capacidad predictiva.