La disolución de la primera unión y su relación con la fecundidad de las mujeres montevideanas¹

First union break-up and fertility dynamics among Montevidean women

Desde mediados de los ochenta las disoluciones conyugales vienen creciendo en Uruguay y se han convertido en eventos cada vez más generalizados. Las trayectorias conyugales se han diversificado y la relación entre la vida conyugal y la reproductiva parece estar cambiando. Como resultado se encuentran más personas fuera de unión a edades reproductivas, lo que se traduce en un aumento de segundas uniones (o de mayor orden) y de hogares reconstituidos en los que pueden nacer nuevos hijos.

Si bien los cambios de la fecundidad y los patrones de unión han sido ampliamente estudiados en Uruguay (Cabella, 1998, 2008, 2014; Fernández Soto, 2010; Filgueira, 1996; Nathan, 2015; Nathan, Pardo y Cabella, 2016; Paredes, 2003; Varela, Fostik y Fernández Soto, 2012; Varelaet al., 2014) no se han hecho estudios cuyo foco sea el impacto de las disoluciones conyugales en la fecundidad. Este trabajo busca aportar evidencia que permita entender cómo y en qué medida el aumento de las rupturas por divorcio o separación afecta el comportamiento reproductivo desde un abordaje que contemple la interacción entre la vida conyugal y la reproductiva.

El objetivo general de este trabajo es estudiar las consecuencias de la disolución de la primera unión en el comportamiento reproductivo de las mujeres residentes en Montevideo. Específicamente, se estudia la relación entre la disolución de la primera unión y la fecundidad que acumulan las mujeres y los principales factores asociados a la probabilidad de tener al menos un hijo luego de la disolución de la primera unión.

Tradicionalmente, en la Demografía la nupcialidad ha sido conceptualizada como determinante próximo de la fecundidad (Bongaarts, 1987; Davis y Blake, 1956). La proporción de mujeres unidas era interpretada como un indicador de la exposición al riesgo de procrear, en la medida en que la vasta mayoría de la población procesaba la reproducción en el contexto de relaciones conyugales estables. La inestabilidad conyugal, por tanto, era considerada como un factor que reducía la proporción de mujeres en unión y en consecuencia disminuía el riesgo de exposición a la reproducción. El incremento de separaciones y divorcios estaba necesariamente asociado a la reducción de la fecundidad (Thomson et al., 2012; Leone y Hinde, 2007; Leone, 2002).

Sin embargo, en las últimas décadas se han producido transformaciones importantes en los patrones de unión y disolución en los países occidentales. El aumento de las separaciones y divorcios es una de las transformaciones más importantes y se traduce en un incremento de personas fuera de una unión —con distintas edades y con diferentes desempeños reproductivos (con hijos, sin hijos y con mayor o menor paridez)—. Cuando estos grupos se vuelven más grandes y cuando las rupturas ocurren a edades progresivamente más tempranas, las posibilidades de establecer una nueva relación se incrementan, de modo que las nuevas uniones pueden incluir (más) hijos. Así se vuelve más frecuente que las personas tengan sus hijos en diferentes situaciones conyugales (fuera de la unión, en una única unión o en segundas o ulteriores uniones). Es esperable entonces que las disoluciones conyugales repercutan en el comportamiento reproductivo y hagan más factible tener hijos con más de una pareja. Este fenómeno es denominado en la literatura como multiple-partner-fertility (mfp) (Di Nallo, 2016; Guzzo, 2014). Esto lleva a cuestionar si las disoluciones generan necesariamente un efecto depresor en la fecundidad (Leone y Hinde, 2007; Guzzo, 2014). Thomson et al. (2002) distinguen tres principales motivos para tener hijos en una unión posruptura: 1) el efecto compromiso, que lleva a tener un hijo con la nueva pareja para afianzar el compromiso de la nueva unión; 2) el efecto hermanos, según el cual las personas que tienen hijos de la primera unión porque quieren darle hermanos a sus hijos, y 3) el efecto estatus de ser progenitor, que explica que las personas deseen tener al menos un hijo y convertirse en padres (Thomsonet al., 2002).

Estudios recientes muestran que se producen dos fuerzas opuestas con el aumento de las disoluciones: por un lado, decrecen los períodos de exposición a la fecundidad, pero, por otro, aumenta el riesgo de formación de nuevas uniones en las que el deseo de tener hijos puede estar presente (Buber y Fürnkrantz-Prskawetz, 2000; Thomson et al., 2002; Toulemon y Knudsen, 2006; Leone y Hinde, 2007; Beaujouan y Solaz, 2008; Persson y Tollebrant, 2013; Spijker, Simó y Solsona, 2012). Se ha demostrado también que el efecto depresor o impulsor de la disolución conyugal en la fecundidad depende de los calendarios tanto de formación de la primera unión como de la disolución y del nacimiento del primer hijo (Thomsonet al., 2012; Meggiolaro y Ongaro, 2010; Jansen, Wijckmans y Van Bavel, 2009; Beaujouan y Wiles, 2011). La edad a la disolución y la presencia y número de hijos de la primera unión aparecen como variables clave en la posibilidad de una formar una nueva unión tras la ruptura y en la probabilidad de tener hijos en esa eventual unión (Jansen, Wijckmans y Van Bavel, 2009; Beaujouan y Wiles, 2011; Guzzo, 2014; Holland y Thomson, 2011).

La mayoría de estos planteamientos están sustentados en la experiencia y en el comportamiento reproductivo-conyugal de los países desarrollados con niveles de baja y muy baja fecundidad. En Latinoamérica, el comportamiento reproductivo de las mujeres está teñido por otros factores producto de la desigualdad social, que generan que las explicaciones respecto al comportamiento reproductivo sean más heterogéneas. Esto puede traducirse en que las decisiones reproductivas difieran según los grupos sociales, en los que varía el grado de racionalización y planificación. Probablemente, para las mujeres latinoamericanas, y particularmente para las que tienen muchos hijos, las motivaciones para tenerlos no se ajusten cabalmente a los planteamientos de los estudios en los países desarrollados. La falta de información respecto a las decisiones reproductivas de las mujeres en América Latina, y particularmente en Uruguay, hace que sea difícil establecer un marco explicativo sólido sobre los determinantes de tener un hijo después de la disolución conyugal y su relación con la fecundidad acumulada de las mujeres.

La fuente de datos que se utilizó para este trabajo proviene de la Encuesta de Situaciones Familiares (esf).³ Esta encuesta recoge información longitudinal y retrospectiva y su muestra total es de 1229 mujeres entre 25 y 67 años en 2008, residentes en hogares de Montevideo y su área metropolitana. El cuestionario releva información sobre la historia conyugal (desde su pareja actual hasta tres parejas precedentes) y la reproductiva, registrando las fechas de inicio y disolución de las uniones y las fechas de nacimiento de los hijos. Por tanto, se cuenta con información sobre los contextos conyugales en que las mujeres tuvieron sus hijos.

Para este trabajo se considera a las mujeres de 25 a 67 años con al menos una unión y que tuvieron su primera unión antes de los 45 y las que la disolvieron antes de los 45 años.⁴ Se dejan por fuera del análisis cuatro grupos de mujeres: 1) las que nunca se unieron, 2) las que se unieron por primera vez después de los 45 años, 3) las que disolvieron la primera unión después de los 45 años y 4) las que disolvieron su primera unión por viudez o migración.⁵ Por lo tanto, de la muestra total de la encuesta (1229), solo 1040 casos fueron considerados para el análisis.⁶

El estudio se focaliza en dos grupos de mujeres: a) mujeres en una única unión y que nunca se separaron y b) mujeres con al menos una disolución conyugal. La categoría al menos una disolución conyugal incluye a todas las mujeres que disolvieron su primera unión y contemplan tanto a mujeres que han conformado o no una segunda unión.

La estrategia analítica se compone de dos partes: en primer lugar, se describen las principales características sociodemográficas de los dos grupos de mujeres anteriormente mencionados y se estima el riesgo de tener un hijo después de la disolución de la primera unión de acuerdo a diferentes atributos —a través del método Kaplan-Meier—.⁷ En segundo lugar, se hace un análisis multivariado a través de la estimación de modelos de regresión de Poisson generalizado para identificar si la disolución de dicha unión afecta el número de hijos que acumula cada mujer y de regresiones logísticas de tiempo discreto para examinar los principales determinantes de la probabilidad de tener un hijo después de la disolución de la primera unión.

Para la primera variable dependiente —utilizada en los modelos de regresión de Poisson generalizado— se calculó el número de hijos que acumularon las mujeres hasta el momento de la encuesta.⁸ Las variables independientes que se consideraron fueron las siguientes: edad al momento de la encuesta, experiencia de disolución de la primera unión (1: en primera unión sin disolución o 2: al menos una disolución conyugal), nivel educativo alcanzado, edad a la primera unión, tipo de primera unión y edad al primer hijo. El modelo formalizado es el siguiente:

Donde Y es una variable de conteo que solo puede tomar valores discretos y positivos (y), xir es el factor de covariables, p es el número de covariables y βr es el vector de regresores estimados a través de mle.⁹ Para controlar el tiempo de exposición al evento se utilizaron tres variables:¹⁰ edad al momento de la primera unión, edad al momento de la encuesta y cantidad de años reproductivos pasados dentro de una unión. La edad a la primera unión y la edad al momento de la encuesta permiten estimar el tiempo que estuvieron expuestas para experimentar los eventos bajo estudio y se incluyó dicho tiempo como variable de exposición en los modelos.¹¹

Para el estudio de los determinantes de la probabilidad de tener un hijo después de la disolución de la primera unión se utilizó la técnica del análisis de historia de eventos no paramétricos, específicamente los modelos de regresión logística de tiempo discreto. Para ello se configuró la base de datos en formato años-persona a partir del tiempo que transcurrió luego de la disolución de la primera unión hasta la edad al momento de la encuesta para de esta manera controlar el tiempo de exposición al evento.¹² Estos modelos permiten representar el riesgo a través de la probabilidad de que un individuo experimente un evento —en este caso, tener un hijo después de la disolución de la primera unión— al tiempo t, dado que el individuo está todavía en riesgo de que le suceda el evento al tiempo t (Allison, 1982, 1984). De esta manera se controla el efecto de los distintos intervalos de exposición al evento. Para ello se creó una variable de duración (t) que indica la cantidad de años que pasaron entre la disolución y la edad al primer hijo luego de la disolución o la edad actual para los casos truncados.¹³ Si las mujeres tenían más de 44 años al momento de la entrevista y no habían tenido hijos, se trunca en esa edad, sino se le adjudica la edad al momento de la encuesta. A partir de esta variable se expande la base de datos en formato años-persona, es decir que cada fila representa un año después de la separación hasta los 44 años o la edad al momento de la encuesta. Luego se construye la variable dependiente, que adquiere en cada año después de la separación el valor cero si no tuvo un hijo y el valor uno si lo tuvo, y se computa su valor en la edad en que tuvo el hijo luego de la disolución saliendo del riesgo de exposición.¹⁴ El conjunto de variables independientes seleccionadas se divide en tres grupos: 1) variables de control: edad al momento de la encuesta, edad al cuadrado y nivel educativo alcanzado; 2) variables relacionadas con la historia conyugal: edad a la primera unión, tipo de primera unión, edad a la primera disolución y si hubo segunda unión, y 3) variables relacionadas con la historia reproductiva: edad al tener el primer hijo, presencia de hijo(s) en la primera unión y cantidad de hijo(s) de la primera unión. El modelo de regresión logística de tiempo discreto formalizado adquiere la siguiente formulación:

Donde P_tes la probabilidad de tener un hijo después de la disolución de la primera unión en el año t, α es la constante, X_tes el tiempo desde la disolución de la primera unión, Z_tes el vector de covariables y β y γ son los vectores de los coeficientes estimados de la regresión.

La disolución de la primera unión no implica necesariamente el fin de la vida reproductiva de las mujeres, sino que depende de ciertos factores pre y posruptura del vínculo. La investigación comprueba que no hay una relación negativa entre la disolución de la primera unión y el número de hijos que acumulan las mujeres. Muestra que las medias del número de hijos acumulados entre las mujeres con y sin disolución de la primera unión son similares y que el efecto de la disolución de la primera unión se atenúa con los hijos provenientes de segundas o más uniones o fuera de la unión. En otros términos, se compensa la fecundidad «perdida» por efecto de la disolución de la primera unión y se diluye su efecto en la fecundidad acumulada. Si bien se comprueba que el promedio de hijos de la primera unión es menor en las mujeres que disuelven la primera unión, se demuestra también que existe un efecto compensatorio con los hijos que tienen en las segundas o posteriores uniones e incluso con hijos fuera de una unión.

El comportamiento reproductivo posdisolución está determinado principalmente por dos factores: la edad a la que se produce la disolución y la conformación de una segunda unión. En términos generales, los resultados coinciden con las microsimulaciones realizadas para Francia, que establecen que las poblaciones con disoluciones tempranas y con fuerte presencia de segundas uniones producen más nacimientos en familias ensambladas que las poblaciones en las que estos procesos ocurren a edades más tardías (Thomsonet al., 2012). La variable explicativa que tiene mayor peso como determinante en la probabilidad de tener al menos un hijo después de romper la primera unión es la conformación de una segunda unión. Esto también se ha demostrado consistentemente en varios estudios en países europeos (De Graaf y Kalmijn, 2003; Jefferieset al., 2000; Meggiolaro y Ongaro, 2010; Sweeney, 1997; Wu y Schimmele, 2005).

La edad a la disolución de la primera unión como determinante también ha sido comprobado en diversos estudios (Spijker, Simó y Solsona, 2012; Buber y Fürnkrantz-Prskawetz, 2000;Jansen, Wijckmans y Van Bavel, 2009; Meggiolaro y Ongaro, 2010; Beaujouan y Wiles, 2011; Thomsonet al., 2012). En una de las investigaciones, que compara diez países europeos, se comprueba que la probabilidad de tener un hijo después de la disolución de la primera unión es mayor si este evento se produce antes de los 25 años de edad (Spijker, Simó y Solsona, 2012). Otro estudio, en Austria, muestra que la edad a la que se inicia la segunda unión —dependiente de la edad a la disolución— es un factor significativo para la fecundidad posdisolución y decrece la probabilidad de que suceda a medida que avanza la edad de formación (Buber y Fürnkrantz-Prskawetz, 2000). El estudio de Meggiolaro y Ongaro (2010) sobre las mujeres italianas muestra también una asociación negativa entre la edad a la disolución y el riesgo de tener un hijo posdisolución.

Respecto al efecto de los hijos de la primera unión en la probabilidad de tener hijos después de la ruptura conyugal se comprueba que su efecto es de menor magnitud y es dependiente de la conformación (o no) de una segunda unión. El trabajo comprueba que, cuando no se controla si hubo una segunda unión, la presencia de hijos de la primera unión sí tiene un efecto significativo en la probabilidad de tener hijos posdisolución de la primera unión. No obstante, este efecto es positivo solo cuando no hay hijos o un solo hijo de la unión anterior en comparación con aquellas mujeres que tienen dos o más hijos de dicha unión. Además, se comprueba que el efecto disminuye cuando se pasa de cero a un hijo en la primera unión. El efecto de este atributo varía según el número de hijos: cuando no hay hijos es mayor y positivo. Este impacto se puede relacionar con el denominado efecto estatus de ser progenitor —es decir, el deseo de las personas en convertirse en madres, en este caso concreto— (Thomsonet al., 2002). Por otro lado, este estudio también muestra un efecto positivo cuando hay solo un hijo de la unión anterior. Esto puede relacionarse con el denominado efecto hermanos, que también podría estar operando en la decisión de tener hijos después de romper la primera unión, dado que la probabilidad de tener hijos posdisolución es más alta entre los que tienen un solo hijo respecto a quiénes tienen dos o más (Thomson, 2004). Quizás este efecto también pueda ser llamado no hijo único más que efecto hermanos. Al igual que este trabajo, los antecedentes tampoco son concluyentes respecto al impacto de esta variable en la fecundidad posdisolución (Mortelmans y Pasteels, 2015; Guzzo, 2014; Holland y Thomson, 2011). Algunos estudios han mostrado que las parejas que ya tienen hijos de uniones anteriores son más propensas a tener un hijo en una nueva unión, a menudo considerado como un efecto de compromiso de la unión (Buber y Fürnkrantz-Prskawetz, 2000; Fürnkrantz-Prskawetzet al., 2003; Vikat, Thomson y Hoem, 1999). Sin embargo, otros han mostrado que tener hijos de la primera unión disminuye la probabilidad de tener hijos después de la disolución conyugal (Guzzo, 2014; Holland y Thomson, 2011). Además de la ambivalencia del efecto de esta variable, se suma que esta depende simultáneamente de las características de los hijos, principalmente de la edad de los hijos y si corresiden o no en el hogar (Beaujouan y Wiles, 2011; De Graaf y Kalmijn, 2003; Meggiolaro y Ongaro, 2010; Mortelmans y Pasteels, 2015; Wu y Schimmele, 2005).

Los resultados de este trabajo sugieren que no hay un efecto depresor ni promotor de las disoluciones en la fecundidad en Uruguay. En consecuencia, puede concluirse que las disoluciones no tuvieron un papel relevante en caída del nivel de fecundidad de las últimas décadas.

Los resultados muestran que el cambio familiar se acompaña de una creciente diversificación de las trayectorias conyugales y reproductivas, que sustituyen la antigua primacía de las primeras uniones como contextos de realización de la fecundidad y la crianza de los hijos. Además, permiten detectar que las mujeres que compensan la fecundidad «perdida» por las rupturas son las que tienen un calendario de formación familiar temprano, se separan también a edades tempranas y conforman una segunda unión. En la medida en que los calendarios nupciales y reproductivos tempranos se asocian en Uruguay a niveles educativos bajos y los tardíos con mayor capital educativo (Varela, Fostik y Fernández Soto, 2012; Nathan, 2015) la probabilidad de tener hijos en segundas uniones es diferencial según la pertenencia social de las mujeres.

Por último, cabe destacar las limitaciones del estudio. La más importante es la falta de casos suficientes para poder realizar análisis por cohortes y estrato social, debido al tamaño de la muestra de la encuesta utilizada. Por otra parte, no se cuenta con información sobre la historia conyugal y reproductiva de los varones ni sobre la de las parejas de las mujeres. Finalmente, tampoco se cuenta con información sobre las intenciones reproductivas y conyugales para poder interpretar mejor las decisiones y los resultados reproductivos en los distintos contextos conyugales.