El inicio de la vida laboral como detonador de la independencia residencial de los jóvenes en México*

Julieta Pérez Amador**

Center for Demography and Ecology, University of Wisconsin-Madison. Correo electrónico: jperez@ssc.wisc.edu.

*** Agradezco especialmente los comentarios de Gary D. Sandefur, Alberto Palloni, Brígida García, Gilbert Brenes y de los dictaminadores anónimos a las versiones previas de este artículo. Este trabajo fue realizado bajo el financiamiento del National Institute of Heath, Fogarty Centers por medio del proyecto International Training in Population Health de la Universidad de Wisconsin, Madison (D43-TW001586).


Resumen:

Mientras en los países de Europa Occidental y Norteamérica la falta de empleo parece retrasar la salida de los jóvenes del hogar paterno, en México inician su transición a la edad adulta incorporándose al mercado laboral. Algunos se insertan en la actividad económica empleándose como mano de obra secundaria y como parte de una estrategia familiar de sobrevivencia, en cuyo caso su inicio en la vida laboral busca ante todo contribuir a la economía familiar y no necesariamente lograr la independencia económica. En tal contexto el objetivo de este trabajo es analizar el efecto que ocasiona en los jóvenes mexicanos el iniciar la vida laboral al salir del hogar paterno. Se analiza por separado a los jóvenes que dejan el hogar paterno por iniciar una unión conyugal y a los que lo hacen por otra razón. Excluyendo las características individuales y familiares particulares, se encuentra que la incorporación laboral está relacionada en forma fuerte y positiva con la salida del hogar paterno en ambos tipos de partida, pero es más importante entre aquellos que salen por una vía distinta a la unión en pareja.

Recibido: 13-07-2004; Aceptado: 15-11-2004

Estudios demográficos y urbanos, 2019 Oct 30

Palabras clave: transiciones de la juventud a la edad adulta, salida del hogar paterno, incorporación al mercado laboral, formación familiar, análisis de historia de eventos, regresión de Cox.
Key words: transitions from youth to adulthood, leaving the parental home, incorporation into the job market, family formation, analysis of history of events, Cox’s regression.

Introducción

Gran parte de los mexicanos de las generaciones recientes inician su transición de la juventud a la edad adulta incorporándose al mercado laboral. Algunas investigaciones sugieren que las crisis económicas que se han vivido en las últimas décadas han ocasionado que en algunos sectores de la sociedad mexicana los hijos e hijas se incorporen a la actividad económica como mano de obra secundaria y respondiendo a una estrategia familiar de sobrevivencia (véase García y Pacheco, 2000). Por ello este evento en el curso de vida de los jóvenes mexicanos podría ponerse en tela de juicio como una transición hacia la adultez, a diferencia de lo que sucede en los países de Europa Occidental o en Norteamérica, donde al iniciar su vida laboral el joven busca ante todo lograr la independencia económica y no necesariamente contribuir a la economía familiar.

Por otro lado, las llamadas transiciones familiares -salir del hogar paterno, entrar en unión o matrimonio y tener el primer hijo- ocurren después del inicio de la vida laboral y están fuertemente relacionadas con éste, toda vez que la mayoría de los jóvenes mexicanos deja el hogar paterno al entrar en unión conyugal (Pérez Amador, 2004; Echarri y Pérez Amador, 2001). Sin embargo, al menos entre los jóvenes se ha observado un incremento en la coincidencia de la salida del hogar paterno con la salida de la escuela en las localidades urbanas, y con el primer empleo en las rurales (Pérez Amador, 2004).

En tal contexto el objetivo primordial de este trabajo es analizar el efecto que tiene el inicio de la vida laboral o la capacidad de los jóvenes para ser económicamente productivos en su salida del hogar paterno, toda vez que la literatura sobre el tema relaciona fuertemente la independencia económica de los hijos con su emancipación residencial (véase Avery et al., 1992; Young, 1975). Con los datos de la Encuesta Nacional de la Juventud 2000 (ENJ 2000), que reunieron el Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática (INEGI) y el Instituto Mexicano de la Juventud (IMJ) en todo el país, se analiza por separado a los jóvenes que deciden dejar el hogar paterno vía unión o matrimonio y a los que lo hacen por cualquier otra vía.

El texto se ha organizado en cinco apartados. En el primero se revisa la literatura sobre el tema en el contexto internacional y en el caso particular de la sociedad mexicana; en el segundo se describe la fuente de información y la metodología empleada. Los siguientes tres apartados se dedican a presentar los resultados de la investigación: el tercero incluye resultados de orden descriptivo, el cuarto la aplicación de modelos de sobrevivencia y finalmente se muestran los resultados del modelo multivariado.

Antecedentes

La transición de la juventud a la edad adulta está conformada por una serie de eventos clave en el curso de vida de los individuos; la moldean los factores culturales, sociales, económicos y demográficos que actúan en los ámbitos familiar e individual. Así, los cambios sociales y la dinámica económica afectan las decisiones de los adultos jóvenes sobre sus trayectorias de vida. También es importante el papel de la familia o unidad doméstica como modeladora del curso de vida de sus miembros jóvenes, y desde el punto de vista individual estos eventos se interrelacionan de modo que la ocurrencia de uno puede acelerar o retrasar la de otro (Hogan y Astone, 1986).

Por ejemplo, algunas investigaciones recientes destacan la importancia del empleo como fuente de obtención de los recursos necesarios para que los jóvenes lleven a efecto otras transiciones clave en su paso a la adultez, como la salida del hogar paterno, que los hace responsables de sí mismos e independientes de sus padres (Nilsson y Atrandh, 1999). Asimismo, la salida del hogar paterno es central y fundamental no sólo en la consecución de dicha independencia, sino que con frecuencia se traduce en la formación de nuevas familias mediante el inicio de una unión conyugal, y en ocasiones trae consigo nuevos arreglos residenciales. Por ello su estudio contribuye a entender las relaciones intergeneracionales, los patrones de nupcialidad, la estructura familiar y otras cuestiones como la incorporación al mercado laboral (Goldscheider et al., 1993; Yi et al., 1994; Murphy y Wang, 1998).

En gran parte de las investigaciones sobre la relación entre el inicio de la vida laboral y la salida del hogar paterno en otras sociedades ha sido identificada la inserción al mercado de trabajo como un acelerador de la independencia residencial (Aassve et al., 2001; Avery et al., 1992; De Vos, 1989; Nilsson y Atrandh, 1999; Whittington y Peters, 1996), mientras el desempleo aparece en sociedades como la española como una de las principales causas del aumento en la edad de salida del hogar (Baizán, 1998). En este sentido, Young (1975) explica que a partir de que los jóvenes obtienen su primer empleo reducen su demanda económica hacia los padres; mientras que si permanecen fuera de la actividad económica o están desempleados, siguen dependiendo de sus progenitores.

Sin embargo la situación se torna diferente cuando los hijos contribuyen a la economía familiar y se espera que su inserción al mercado de trabajo no necesariamente acelere su independencia residencial. Este podría ser el caso de los jóvenes mexicanos de algunos sectores de la sociedad que se incorporan al mercado laboral como mano de obra auxiliar para mejorar el ingreso de sus familias (García y Pacheco, 2000). Más aún, la juventud de nuestro país podría considerarse arraigada en términos familiares, igual que ocurre en algunas sociedades asiáticas1, donde la estadía más prolongada de los hijos e hijas en el hogar paterno responde a la estrecha relación filial no sólo en términos sociales, sino también financieros; es decir, los jóvenes cuidan de los padres emocional y económicamente (Yi et al., 1994). Algo similar se observa en las sociedades del sudeste europeo (Aassve et al., 2001; Baizán, 1998; Reher, 1998), que sin duda y por motivos históricos podrían considerarse parecidas a la mexicana, al menos en cuanto a los lazos filiales.

Sin embargo el efecto del inicio de la vida laboral sobre la salida del hogar también varía por cuestiones de género. En la sociedad italiana el efecto de la inserción al mercado de trabajo es más determinante de la independencia residencial de los varones que de las mujeres. Ellas suelen dejar el hogar paterno al concluir su educación formal, independientemente de su actividad económica (Aassve et al., 2000). De Vos (1989) asegura que la estadía más prolongada de los varones latinoamericanos en comparación con las mujeres se debe a que ellos suelen contribuir a la economía familiar con más frecuencia. Esta diferencia ha sido observada también en sociedades como la estadunidense (Goldsheider y Goldsheider, 1991).

La salida del hogar paterno en México

Poco es lo que hasta el momento se ha documentado en México en relación con la salida del hogar, y además un tanto inconsistente en sus resultados. Tuirán (1999), pionero en el estudio de este fenómeno, no encuentra diferencias importantes en la edad media de salida del hogar entre las generaciones previas y las recientes, con la única excepción de las mujeres urbanas, que parecen estar aprontando la independencia residencial. Este hecho podría ser indicativo de una disociación entre la salida del hogar y el inicio de su vida conyugal, ya que una salida del hogar temprana por unión no concordaría con los patrones de nupcialidad de nuestro país, caracterizados por un matrimonio un tanto más tardío para las mujeres urbanas que para las rurales y también respecto a las generaciones previas (Quilodrán, 2001). La misma tendencia fue advertida por Zavala de Cosío (2000) cuando comparó las tres generaciones de la Encuesta Retrospectiva Nacional (Eder 1998): mientras más reciente es la cohorte, menor es su edad a la salida del hogar paterno.

En contraste, los datos de la Encuesta Nacional de Planificación Familiar (Enaplaf 1995) que se utilizaron para comparar generaciones consanguíneas sucesivas revelaron que las hijas permanecen más tiempo en el hogar paterno en comparación con sus madres, sobre todo las urbanas. En cambio las mujeres rurales son quienes muestran indicios de rejuvenecimiento del fenómeno. Para la mayoría de las que fueron entrevistadas en esta encuesta y de sus hijas, la salida del hogar paterno coincide con la entrada en una unión conyugal; sin embargo, entre las hijas que viven en localidades rurales se observó con mayor frecuencia la salida del hogar al iniciar su vida laboral (Pérez Amador, 2004). Este último fenómeno posiblemente esté ligado a la emigración rural de las jóvenes solteras pues, como se sabe, esta población constituye una parte importante de los flujos migratorios mexicanos (Szasz, 1999).

Por otro lado, se han observado diferencias entre los hombres y las mujeres de generaciones recientes en cuanto al calendario de salida del hogar. Ellas dejan el hogar más temprano que los hombres tanto en los contextos urbanos como en los rurales, pero los jóvenes que habitan en estos últimos salen de casa prematuramente. El diferencial urbano-rural es más notable entre las mujeres, y son las de las ciudades quienes dejan el hogar paterno a edad más temprana (Echarri y Pérez Amador, 2001).

Respecto a los factores asociados a la salida del hogar paterno en México se sabe que el ser mujer, residir en localidades rurales y vivir bajo un ambiente familiar restrictivo, acelera la salida del hogar paterno. Al contrario, el habitar en hogares democráticos en términos de toma de decisiones, tener una buena comunicación con los padres y gozar de una buena situación económica retrasa la emancipación residencial de los hijos e hijas (Echarri y Pérez Amador, 2001).

En este contexto surgen las preguntas que guían este trabajo, cuyo objetivo principal es evidenciar el impacto de la inserción al mercado laboral en la salida del hogar paterno para generaciones recientes de jóvenes mexicanos. Si asuminos que estos jóvenes están transitando hacia la adultez en un clima de arraigo intergeneracional, de patrones de nupcialidad relativamente estables, de aumento sistemático de los niveles de escolaridad, y de presencia de crisis económicas, ¿el inicio de su vida laboral, y con ello el nacimiento de su capacidad de ser económicamente productivos y económicamente independientes de sus padres, actúa como factor asociado al calendario de su emancipación residencial? De ser así, y como sucede en otras sociedades, ¿el efecto de la incorporación al mercado de trabajo sobre la salida del hogar paterno es diferente entre varones y mujeres?

Aspectos metodológicos

Para llevar a cabo el análisis de la ocurrencia en el tiempo de los fenómenos que conciernen a esta investigación es ideal contar con fuentes de información de tipo longitudinal. La inclusión de historias de embarazo y uniones es ya una tradición en numerosas encuestas mexicanas de tipo transversal (véase entre otras la Encuesta Nacional de Fecundidad y Salud, 1987, y la Encuesta Nacional de la Dinámica Demográfica, 1997); este tipo de biografías permite conocer las edades al inicio de la vida conyugal y de la maternidad. Recientemente, otras encuestas han incluido preguntas retrospectivas sobre la edad a la salida de la escuela, el inicio de la vida laboral y la salida del hogar paterno; tal es el caso de la Enaplaf 1995 y la ENJ 2000. Esta última tiene carácter nacional y la ventaja de que incluye generaciones recientes de jóvenes de ambos sexos, de ahí que la eligiéramos como fuente de información para este análisis. Las preguntas relativas a la salida del hogar paterno, el inicio de la vida conyugal y el inicio de la vida laboral se le plantearon únicamente a los jóvenes de 15 a 29 años, por lo cual inicialmente se contaba con 37 147 cuestionarios completos. Sin embargo 480 casos fueron excluidos del análisis por las siguientes razones: 1) los jóvenes no proporcionaron información sobre su condición de residencia en el hogar paterno -108 casos-; 2) los jóvenes indicaron que habían dejado el hogar paterno pero no especificaron su edad al salir -115 casos-; 3) los jóvenes declararon la edad a la salida del hogar pero no su condición de residencia en el hogar paterno -11 casos-; 4) los jóvenes indicaron que se habían insertado en el mercado laboral pero no especificaron la edad a la incorporación -174 casos-; 5) los jóvenes mencionaron su edad en la primera incorporación laboral pero declararon que nunca se habían incorporado -5 casos-; y 6) los jóvenes iniciaron su vida marital pero no especificaron la edad a la primera unión. Por estos motivos el análisis incluyó finalmente un total de 36 667 jóvenes de ambos sexos residentes en México.

El análisis de historia de eventos es la herramienta analítica más adecuada para el estudio de la ocurrencia de éstos a lo largo del tiempo. Para encontrar la relación entre la incorporación laboral de los jóvenes y su salida del hogar paterno se ajustó un modelo semiparamétrico de riesgos proporcionales o regresión deCox (Cox y Oakes, 1984). En este tipo de modelo, que es un caso especial de los modelos de sobrevivencia2, se combinan el análisis de tabla de vida y el análisis de regresión (Halli y Rao, 1992); de ahí que este modelo permite establecer relaciones entre las características de los individuos y su función de sobrevivencia, es decir, entre sus atributos y el tiempo de ocurrencia del evento o transición de interés. Asimismo el modelo permite incluir la información relativa a los individuos a quienes les ocurrió el evento y la de aquellos en que ésta fue truncada al momento del levantamiento de la encuesta.3 Dada la naturaleza de la fuente de información aquí utilizada, muchos de los jóvenes aún no han sufrido la ocurrencia de los eventos de interés en el momento de la entrevista; por ello este modelo es adecuado. Finalmente, este tipo de herramientas metodológicas permite incluir en el análisis variables explicativas que cambian con el tiempo. El modelo tiene la forma siguiente:


log r(t) = log r0(t) + BX

donde log r(t) es el cociente instantáneo o función de riesgo de ocurrencia del evento en el tiempo t; log r0(t) es el cociente instantáneo inicial o función de riesgo del individuo estándar (cuyas variables explicativas tienen valor cero); y BX es un vector de variables relacionadas. Courgeau (2001) explica que el modelo se denomina de riesgos proporcionales porque “las diversas características individuales actúan multiplicativamente sobre una función de riesgo que es la misma para el conjunto de la población, a todo lo largo del tiempo. De donde resulta que los coeficientes instantáneos individuales son todos proporcionales entre sí cualquiera que sea la duración transcurrida” (p. 150). Asimismo el autor asienta que el modelo es semiparamétrico porque la forma de la función de riesgo del individuo estándar no está definida, y el modelo sólo se ocupa de estimar los parámetros relacionados con las variables explicativas.

Pasando a la definición del modelo, para ambas variables -salida del hogar paterno e incorporación al mercado laboral- se cuenta con la condición de ocurrencia del evento, así como con la edad a la ocurrencia del mismo. La variable dependiente es la edad a la salida del hogar para los jóvenes que han dejado éste y la edad al momento de la encuesta para aquellos que no han sufrido el evento -truncados-. Ya que el objetivo principal de este ejercicio es observar los efectos que produce el inicio de la vida laboral en la salida del hogar paterno, y considerando que ésta puede tener diferentes efectos dependiendo de la edad a la que los jóvenes se incorporan al mercado laboral, en lugar de considerar únicamente el que los jóvenes ya se hubieran insertado o no al mercado laboral en el momento de la encuesta, la variable se incorporó como dependiente del tiempo. Esta variable tendrá el valor de cero a cada edad si el joven aún no se incorpora al mercado laboral, y de uno a partir de la edad a la incorporación.4

Adicionalmente, se incorporarán al modelo dos tipos de variables de control. Las primeras son de carácter individual: el tipo de la localidad de residencia -rural y urbano- y el grado de escolaridad -hasta primaria completa, secundaria y más-. Estas variables se miden en el momento de la entrevista, limitación sumamente importante en el caso del tipo de localidad de residencia, ya que obliga a suponer que los jóvenes nunca migraron de su tipo de localidad, y que aquellos que ya dejaron el hogar permanecieron en el mismo tipo de localidad de residencia del hogar paterno. En cuanto a la educación del joven, se eligieron esas dos categorías porque la edad promedio del inicio de la secundaria o el término de la primaria oscila entre 11 y 12 años, y se asume que los jóvenes de 15 a 29 años ya pudieron alcanzar esos niveles de estudios, sigan o no estudiando.

El segundo bloque de variables concierne al hogar paterno de los jóvenes5 y trata de vislumbrar el nivel socioeconómico del hogar y el ambiente familiar en que éstos se desenvuelven o se desenvolvieron. Para ello se utilizaron tres índices: las decisiones compartidas, el contexto prohibitivo y la comunicación. El primero mide si en el hogar la toma de decisiones se comparte entre los padres o entre éstos y los hijos; el segundo es una aproximación a la libertad con la que cuentan los jóvenes tanto para realizar ciertas actividades, como para decidir sobre sí mismos; y el tercero explica el grado de comunicación entre padres e hijos.6 Como indicador del nivel socioeconómico de los jóvenes se utilizó la educación de la madre.

Dicha variable fue tomada del cuestionario del hogar cuando el joven residía con su madre; en caso de que sólo residiera con el padre o ya hubiera dejado el hogar paterno, la variable se tomó preguntando a los jóvenes específicamente sobre la educación de la madre. Desafortunadamente la codificación de esta variable en ambas fuentes no permite mayor especificidad en el nivel de instrucción, por lo que las categorías incluidas en el análisis son ninguna, primaria y secundaria y más. De este modo, se ignora por ejemplo si la madre completó o no la primaria, o cuántos años de secundaria aprobó. Otra fuerte limitación de la variable es la presencia de un número considerable de no especificados (9 490), que al parecer no está relacionado con el modo de obtención de la misma (cuestionario del hogar o cuestionario del joven), por lo que se decidió incluirla en el análisis para controlar su efecto. Más adelante se observará que los coeficientes asociados a esta categoría resultaron significativos; sin embargo se carece de fundamento para su interpretación. Empero, su inclusión permite observar el efecto de las otras categorías de la variable neta del efecto de no especificar la educación de la madre.7

Se había mencionado anteriormente que la salida del hogar paterno en México está estrechamente relacionada con el matrimonio o unión, por lo que este evento debería también ser considerado. Una manera posible de controlar el efecto del inicio de la vida conyugal en la salida del hogar paterno es incluir una variable independiente o explicativa que indique si los jóvenes ya iniciaron su vida conyugal, y de este modo se podría ver el efecto de la inserción al mercado laboral en la salida del hogar paterno considerando el inicio de la vida conyugal. Sin embargo, otra manera de analizar la interacción de la unión o matrimonio y la salida del hogar paterno es definir tal salida vía unión como un riesgo que compite con el de dejar la casa paterna por otra causa distinta a la unión, es decir, definir estos eventos como riesgos en competencia. Se escogió esta última opción porque se consideró que sería más interesante, toda vez que permitiría observar cómo afecta el inicio de la vida laboral el riesgo de que la salida del hogar paterno coincida o no con la unión conyugal. Asimismo, al analizar la salida del hogar de esta manera se podrá apreciar si las variables utilizadas como control tienen diferentes efectos en ambos tipos de partida, tal como ha sido observado, por ejemplo, en jóvenes estadunidenses (Avery et al., 1992). Es de esperarse que los factores asociados a la salida del hogar paterno vía unión reflejen, al menos parcialmente, a los asociados al inicio de la unión conyugal8. Mientras que los asociados a dejar el hogar paterno por una vía distinta a la formación familiar podrían obedecer a otros procesos, como la migración interna o internacional por fines laborales o educativos, o bien la emancipación residencial posterior a la unión conyugal, entre otros.

Para definir la variable se asumió que si ambos eventos ocurren en el mismo año calendario, los jóvenes habrán salido de casa para casarse o unirse; en el caso opuesto, cuando los acontecimientos no coincidieron en el año calendario, se asumió que los jóvenes dejaron el hogar por otra vía. En el esquema 1 se muestra la transición hacia la independencia residencial. En el panel A se ilustra el modelo simple donde se transita del estado inicial 1) vivir en el hogar paterno, al estado final 2) salir del hogar paterno. En el panel B se muestra la salida del hogar vía unión como un riesgo que compite con la salida del hogar vía no unión; así, se especifica como estado inicial 1) vivir en el hogar paterno, del cual los jóvenes pueden transitar al estado 2) salir del hogar vía unión, o bien transitar hacia 3) salir del hogar por otra vía distinta a la unión. Considerando lo anterior, se especificaron dos modelos:


log r12(t) = log r012(t) + β112x1(t) + B12X

log r13(t) = log r013(t) + β113x1(t) + B13X

donde


x1t=0 Si edad en t<edad al primer empleo (nunca incorporado al mercado laboral1 S edad en t>edad al primer empleo (ya incorporado)

Y


B1iX=β21ix2+β31ix3+i=2,3 (vector de variables de control)


Esquema 1.

Dos alternativas para el estudio de salida del hogar. México, 2000.


En el primer modelo los jóvenes transitan del estado 1) al 2), por lo que los eventos ocurridos (6 082) son aquellos en que la salida del hogar coincide con la primera unión (véase el panel B del esquema 1). A los jóvenes que se van por otra vía y a los que no han salido del hogar se les considera como casos truncados (8 113 y 22 472), los primeros a la edad en que salieron del hogar, y los segundos al momento de la entrevista. Siguiendo la misma lógica, en el segundo modelo los jóvenes transitan de 1) a 3), por ello los eventos ocurridos son aquellos en que la salida del hogar no coincide con la entrada en unión (8 113). Aquí los casos truncados son los que aún no dejan la casa paterna y los que lo hicieron vía unión (22 472 y 6 082), estos últimos, truncados a la edad de la salida vía unión. Los resultados de ambos modelos se presentarán en tres pasos: el primero incluye solamente como variable explicativa la incorporación al mercado laboral, en el segundo se introducen las variables de control individuales, y al final, las variables de control familiares y del hogar. El análisis se llevará a cabo por separado para hombres y mujeres toda vez que la literatura sobre la salida del hogar antes citada sugiere diferentes procesos según el sexo.

Antes de mostrar los resultados del ejercicio conviene mencionar el problema de endogeneidad en este estudio. El objetivo central es encontrar el efecto del inicio de la vida laboral en la salida del hogar paterno, y la metodología empleada permitirá observar si la primera acelera o retrasa la emancipación residencial. Sin embargo existe la posibilidad de que la relación ocurra a la inversa, es decir, que la salida del hogar paterno acelere o retrase la inserción en el mercado laboral. Asimismo podría pensarse que el inicio de la vida laboral responda al deseo de emancipación de los jóvenes. Si bien el estudio de tales relaciones está fuera del alcance de esta investigación, hay que tener en cuenta que su presencia puede interferir en la interpretación causal que se está esgrimiendo en esta ocasión.

Jóvenes que trabajan, se emancipan e inician su vida en pareja

La población que se está analizando, jóvenes de 15 a 29 años de edad residentes en el territorio mexicano, cuenta con una edad mediana de 21 años, por lo que es evidente que en el momento de la encuesta muchos de ellos aún no han completado su transición a la adultez. No obstante, en este apartado se menciona en primera instancia cuál es la proporción de jóvenes que ha realizado los eventos de interés, así como algunas características relacionadas con aquellos que ya los experimentaron.

De los tres eventos que forman parte de la transición de la juventud a la edad adulta y se están considerando en esta ocasión, el que más han experimentado los jóvenes de la muestra es el inicio de la vida laboral: casi 8 de cada 10 se habían incorporado ya por primera vez al mercado laboral en el momento de la entrevista (véase el cuadro A1 del anexo). Lo anterior es válido también cuando se observa la distribución de la ocurrencia del evento según el sexo, toda vez que 7 de cada 10 mujeres y 9 de cada 10 hombres ya iniciaron su vida laboral (véase los cuadros A2 y A3 del anexo).

Por lo que toca al evento central de este análisis, que es la salida del hogar paterno, se observa que alrededor de 40% de los jóvenes ha realizado esta transición, 35% de los hombres y 44% de las mujeres. El inicio de la vida conyugal ha ocurrido en menor proporción, toda vez que alrededor de un tercio ya se había unido por primera vez en el momento de la encuesta. Como es de suponerse, son más las mujeres que han realizado esta transición: 43% contra 28% en el caso de los hombres.

Resulta importante tomar en cuenta los datos anteriores, ya que a continuación se presentará la coincidencia entre la salida del hogar y los otros dos eventos; su análisis no sólo corresponde exclusivamente a los jóvenes que han salido del hogar, sino únicamente a los que han pasado por este evento y por el que se va a comparar. En el caso de la comparación con el primer empleo se trata de 12 195 casos que representan 34% de la población en estudio; para la primera unión se tienen 10 240 casos que responden a 28% (véase el cuadro A1 del anexo).

En el cuadro 1 se presenta la distribución porcentual de los jóvenes según la coincidencia o no de la salida del hogar paterno con el primer empleo y el inicio de la vida conyugal. Al parecer, el primer empleo ocurre para la mayoría de los jóvenes antes de salir del hogar: poco más de tres de cada cinco inician su vida laboral cuando aún viven con sus padres, y son los hombres quienes se insertaron en mayor medida: 70% contra 59% de las mujeres. No se observan importantes disparidades entre las localidades de residencia para el caso de los hombres, mientras que la proporción de mujeres urbanas que iniciaron su vida laboral antes de salir de casa supera en casi ocho puntos porcentuales a la de sus similares rurales. Lo anterior se traduce en una mayor coincidencia entre la salida del hogar y el primer empleo en el caso de estas últimas, toda vez que la proporción de incorporadas después de salir de casa es la misma en ambos contextos.

Cuadro 1.

Distribución porcentual de los jóvenes según la temporalidad de la salida del hogar paterno en comparación con el inicio de la vida laboral y la primera unión a México, 2000.


Localidad de residencia
Rural Urbana Total
Evento Hombres Mujeres Total Hombres Mujeres Total Hombres Mujeres Total
Primer Empleo
Antes 72.2 54.2 62.6 68.9 61.8 65.1 70.0 59.2 64.3
Coincide 14.1 22.1 18.3 13.8 14.5 14.2 13.9 17.2 15.6
Después 13.7 23.7 19.0 17.3 23.8 20.7 16.1 23.8 20.2
Primera Unión
Antes 12.5 5.2 7.6 8.4 8.7 8.6 9.8 7.3 8.2
Coincide 45.3 66.7 59.8 53.4 65.0 60.7 50.7 65.7 60.3
Después 42.2 28.1 32.7 38.2 26.3 30.7 39.5 27.0 31.4
a.

TFN1Incluye únicamente a jóvenes que han salido del hogar paterno y que además ya experimentaron el evento a comparar.

TFN2FUENTE: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29 años de edad, cálculos propios.


La primera unión aparece como el evento más asociado a la salida del hogar en términos de su coincidencia en año calendario o edad de los jóvenes. Seis de cada 10 jóvenes que experimentaron ambos eventos los realizaron en forma simultánea. Dicha proporción es similar en ambos tipos de localidad de residencia pero difiere entre sexos: mientras dos tercios de las mujeres dejan el hogar al momento de entrar en unión, sólo la mitad de los hombres lo hace. Pese a la visible coincidencia entre estos dos eventos, es importante destacar que 40% de los hombres y 27% de las mujeres permanecen en el hogar aun después de unirse en pareja. Este patrón se presenta tanto en las localidades urbanas como en las rurales.

Tras observar la evidente coincidencia entre la salida del hogar y el inicio de la vida conyugal, se decidió considerar este tipo de partida como un evento que ocurre de manera independiente a la salida del hogar por otra vía. En las secciones siguientes se analizarán estos eventos dentro de un contexto de riesgos en competencia.

Diferentes rutas, diferentes calendarios

En este apartado se utiliza la herramienta de tabla de vida o análisis de supervivencia para estimar el calendario de la salida del hogar vía unión y vía no unión. Como se mencionó con anterioridad, esta herramienta permite incluir tanto los eventos ocurridos como los truncados a la fecha de la entrevista. En el cuadro 2 se presentan las estimaciones de tabla de vida de las proporciones acumuladas de las edades a las cuales 25, 50 y 75% de los jóvenes han dejado el hogar paterno para ambas vías. Por otro lado, en las gráficas 2A a la gráfica 3B se ilustran, para ambos tipos de partida, las estimaciones no paramétricas de la función de supervivencia o de permanencia en el hogar paterno, la función de riesgo de salida del hogar y el logaritmo de esta última, respectivamente.

Cuadro 2.

Estimaciones de tabla de vida de las proporciones acumuladas de la edad a la salida del hogar. Mexico, 2000


Lugar de residencia
Rural Urbana
Cuartiles Hombres Mujeres Hombres Mujeres
Vía unión
Q1 24.01 18.43 24.29 19.77
Mediana - 26.21 - -
Q3 - - - -
Vía no unión
Q1 18.86 19.45 19.49 20.50
Mediana - - - -
Q1 - - - -

TFN3Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años de edad, cálculos propios.


La edad a la que 25% de los jóvenes ha dejado el hogar paterno difiere según la ruta de salida, principalmente en el caso de los hombres. En primera instancia se advierte que no existe gran diferencia entre las localidades de residencia en los varones que salen vía unión, pero sí entre los que salen por otra vía. Para éstos la diferencia entre el contexto rural y el urbano es de poco más de medio año -18.86 contra 19.49-, y los rurales son los más precoces. Si, por otro lado, se contrastan las rutas de salida del hogar, se puede observar que la diferencia entre las edades a las que el primer cuarto de los hombres ha dejado el hogar vía unión y no unión oscila en cinco años, y son los que salen vía no unión los más tempraneros en ambos tipos de localidad de residencia (cuadro 2).

Pasando a la población femenina, las diferencias existen tanto entre localidades de residencia como entre rutas de salida del hogar, aunque estas últimas son menos dramáticas que las observadas para la población masculina. De las mujeres rurales que dejan el hogar paterno vía unión, 25% lo hace 1.4 años más temprano que sus similares urbanas, lo cual coincide con el patrón de nupcialidad más precoz en el contexto rural. De igual manera, son las mujeres de este tipo de localidad las primeras en dejar el hogar vía no unión, con una diferencia de 1.1 años respecto a las urbanas que parten por esta vía.

Al comparar entre las rutas de salida se observa un fenómeno inverso al ocurrido con la población masculina. Las edades a las que el primer cuarto de las mujeres sale vía unión son 1 y 0.73 años más precoces que las de aquellas que optan por otra vía en las localidades rurales y en las urbanas, respectivamente. En otras palabras y en términos generales, las primeras en abandonar el hogar paterno son las mujeres que lo hacen vía unión, seguidas por las que parten vía no unión, después los varones que salen vía no unión, y al final los que lo hacen vía unión. No se obtuvieron estimaciones de las edades medianas ni de la edad en que 75% de la muestra sale del hogar; la única excepción fueron las mujeres rurales que salen vía unión, cuya edad mediana al salir es de 26.21 años.

Lo anterior puede confirmarse de manera gráfica al observar las gráficas 1A y 1B. La salida del hogar vía unión sigue el patrón de nupcialidad: las mujeres se casan más temprano que los hombres y las rurales lo hacen de manera más precoz; mientras que la diferencia entre los hombres rurales y los urbanos es apenas detectable. Asimismo puede observarse claramente que la salida del hogar vía no unión comienza a edades más tempranas; si bien las mujeres la inician, los hombres parecen hacerlo de manera más rápida. En este tipo de partida las diferencias entre sexos son mucho menores que las observadas entre los jóvenes que salen vía unión.


GRÁFICA 1A.

Estimación no paramétrica de la función de supervivencia para la salida del hogar vía unión



GRÁFICA 1B.

Estimación no paramétrica de la función de supervivencia para la salida del hogar vía no unión


Dichos patrones se hacen de nuevo visibles en las gráficas 2A, 2B, 3A y 3B. El riesgo relativo asociado a dejar el hogar paterno vía unión es casi nulo antes de la edad de 13 años, mientras el asociado con salir por la vía de la no unión comienza a incrementarse a partir de los 6 años. Las mujeres rurales que parten vía unión tienen el mayor riesgo relativo de salir del hogar a la edad de 17 años, al tiempo que sus similares urbanas lo presentan a los 21. Para los hombres éste ocurre a las edades de 20 y 26 años en las localidades rurales y urbanas, respectivamente. En contraste, el riesgo relativo más alto asociado a la salida del hogar vía no unión oscila alrededor de los 18 años para ambos sexos y ambos tipos de localidad de residencia; el mayor corresponde a los hombres rurales, seguido por sus similares urbanos, luego las mujeres urbanas, y finalmente las rurales.


GRÁFICA 2A.

Estimación no paramétrica de la función de riesgo de salir del hogar vía unión



GRÁFICA 2B.

Estimación no paramétrica de la función de riesgo de salir del hogar vía no unión



GRÁFICA 3A..

Estimación no paramétrica de la función de riesgo de salir del hogar vía unión (log)



GRÁFICA 3B.

Estimación no paramétrica de la función de riesgo de salir del hogar vía unión (log)


El inicio de la vida laboral como factor asociado al calendario de la salida del hogar paterno

En los cuadros 3Ay 3B se muestran los resultados de los modelos semiparamétricos de riesgos proporcionales para la población masculina; los relativos a la femenina se encuentran en los cuadros 4A y 4B. Como se mencionó anteriormente, las regresiones se realizaron en tres pasos y se obtuvo el mejor ajuste en el tercero, es decir, cuando se incluyeron tanto la variable correspondiente al inicio de la vida laboral como las de control individuales y familiares. Sin embargo es importante destacar que entre el primero y el segundo pasos las mejoras en el ajuste fueron modestas para la salida del hogar vía unión, y casi nulas -aunque significativas- entre los que salen por otra vía. Dado lo anterior, fue la inclusión de las características familiares y del hogar lo que mejoró el ajuste de los modelos en forma considerable, y en mayor medida para el caso de las mujeres.

Cuadro 3A.

Efectos del inicio de la vida laboral en el calendario de la salida del hogar paterno vía unión para la población masculina. aMéxico, 2000.


Paso1 Paso 2 Paso 3
Variables independientes b SE Exp(b) b SE Exp(b) b SE Exp(b)
Inicio de la vida laboral (t) 1.10 0.11 3.00*** 1.05 0.11 2.86*** 1.00 0.11 2.73***
Variables de control
Características individuales
Localidad de residencia
Rural b
Urbana 0.13 0.06 1.14* 0.15 0.06 1.17**
Escolaridad
Hasta primaria completa b
Un año de secundaria y mas -0.35 0.06 0.70*** -0.26 0.06 0.77***
Caracteristicas familiares y del hogar 0.21 0.08 1.23*
Desiciones compartidas 1.15 0.12 3.16***
Contexto prohibitivo -1.12 0.16 0.33***
Comunicación
Educación de la madre
Ningunab
Primaria -0.88 0.08 0.41**+
Secundaria -0.93 0.09 0.40***
-2LL 26 334.62 26 297.34 25 936.42
Chi cuadrada 107.17*** 147.795*** 615.493***
Grados de libertad 1 3 9
N 16 263 16 263 16 263
Eventos ocurridos 1526 1 526 1 526
Casos truncados 10 887+3860 10 877+3 860 10 877+ 3 860

TFN4* p<.05 **p<.01 ***p<.001.

a.

TFN5 Resultados del modelo de semiparamétrico de riesgos proporcionales.

b.

TFN6 Categoría de referencia.

TFN7Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años, cálculos propios.


CUADRO 3B.

Efectos del inicio de la vida laboral en el calendario de la salida del hogar paterno vía no unión para la población masculina.a México 2000


Paso1 Paso 2 Paso 3
Variables independientes b SE Exp(b) b SE Exp(b) b SE Exp(b)
Inicio de la vida laboral (t) 0.76 0.05 2.14*** 0.75 0.05 2.11*** 0.72 0.05 2.06***
Variables de control
Características individuales
Localidad de residencia
Rural b
Urbana 0.01 0.04 1.01 0.00 0.04 1.00
Escolaridad
Hasta primaria completa b
Un año de secundaria y mas -0.09 0.04 0.92* -0.05 0.04 0.95
Caracteristicas familiares y del hogar -0.16 -0.05 0.85**
Desiciones compartidas 0.21 0.08 1.23*
Contexto prohibitivo -0.43 0.10 0.65***
Comunicación
Educación de la madre
Ningunab
Primaria -0.41 0.06 0.66***
Secundaria -0.31 0.07 0.73***
-2LL 70 589.82 70 584.43 70 484.03
Chi cuadrada 289.47*** 295.28*** 405.46***
Grados de libertad 1 3 9
N 16 263 16 263 16 263
Eventos ocurridos 3 860 3 860 3 860
Casos truncados 10 877+1526 10 877+1 526 10 877+1 526

TFN8*p<.05 **p<.01 ***p<.001.

a.

TFN9 Resultados del modelo semiparamétrico de riesgos proporcionales.

b.

TFN10 Categoría de referencia.

TFN11Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años, cálculos propios.


El inicio de la vida laboral como un factor determinante de la capacidad de los jóvenes mexicanos para ser económicamente productivos tiene importantes efectos en su emancipación residencial. Ambos, hombres y mujeres, independientemente de la ruta que elijan como salida del hogar presentan un exp(b) asociado a su incorporación al mercado de trabajo mayor que uno y significativo, lo que evidencia que quienes ya se iniciaron laboralmente tienen mayor riesgo relativo de salir del hogar a cada edad en comparación con aquellos que no se han incorporado. En otras palabras, el inicio de la vida laboral acelera la emancipación residencial de los jóvenes en México.

El efecto más contundente de la incorporación al mercado de trabajo sobre la salida del hogar paterno se presenta en la población masculina que parte vía unión: el riesgo relativo de salir de casa para los jóvenes incorporados es 2.7 veces el de sus similares no incorporados (cuadro 3A). Entre los que salen por alguna vía distinta a la unión, aquellos que han iniciado su vida laboral tienen el doble de propensión a salir del hogar a cada edad de los que no la han iniciado (cuadro 3B).

Sorprende lo observado en la población femenina. Las jóvenes no sólo siguen un patrón inverso al masculino según el tipo de salida, sino que también el efecto de la inserción al mercado laboral entre las que salen por una vía que no es la unión es más intenso incluso que el de los varones que optan por esta misma ruta -2.36 contra 2.06, respectivamente-. De este modo, en el caso de la salida del hogar por una vía distinta a la unión, las mujeres alguna vez incorporadas al mercado laboral tienen un riesgo relativo de salir de casa 2.36 veces mayor que el de sus símiles nunca incorporadas (cuadro 4B). Lo mismo ocurre con las mujeres que salen vía unión, pero en este caso el riesgo relativo es únicamente 44% mayor (cuadro 4A).

CUADRO 4A.

Efectos del inicio de la vida laboral en el calendario de la salida del hogar paterno vía unión para la población femenina.a México 2000


Paso1 Paso 2 Paso 3
Variables independientes b SE Exp(b) b SE Exp(b) b SE Exp(b)
Inicio de la vida laboral (t) 0.40 0.03 1.49*** 0.38 0.03 1.46*** 0.36 0.03 1.44***
Variables de control
Características individuales
Localidad de residencia
Rural b
Urbana -0.13 0.03 0.88*** -0.06 0.03 0.94
Escolaridad
Hasta primaria completa b
Un año de secundaria y mas -0.58 0.03 0.56*** -0.39 0.03 0.68***
Caracteristicas familiares y del hogar
Desiciones compartidas 0.03 0.05 1.03
Contexto prohibitivo 0.67 0.06 1.95***
Comunicación -1.39 0.09 0.25***
Educación de la madre
Ningunab
Primaria -0.69 0.04 0.51***
Secundaria -0.79 0.06 0.45***
-2LL 83 535.94 83 120.69 82 106.72
Chi cuadrada 149.14*** 601.257*** 1 835.38***
Grados de libertad 1 3 9
N 20 404 20 404 20 404
Eventos ocurridos 4 556 4 556 4 556
Casos truncados 11 595+4 253 11 595+4 253 11 595+4 253

TFN12*p<.05 **p<.01 ***p<.001.

a.

TFN13 Resultados del modelo semiparamétrico de riesgos proporcionales.

b.

TFN14 Categoría de referencia.

TFN15Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años, cálculos propios.


CUADRO 4B.

Efectos del inicio de la vida laboral en el calendario de la salida del hogar paterno vía no unión para la población femenina.a México 2000


Paso1 Paso 2 Paso 3
Variables independientes b SE Exp(b) b SE Exp(b) b SE Exp(b)
Inicio de la vida laboral (t) 0.89 0.04 2.4*** 0.89 0.04 2.43*** 0.86 0.04 2.36***
Variables de control
Características individuales
Localidad de residencia
Rural b
Urbana -0.11 0.03 0.90** -0.09 0.03 0.91**
Escolaridad
Hasta primaria completa b
Un año de secundaria y mas -0.06 0.03 0.94 0.05 0.04 1.05
Caracteristicas familiares y del hogar
Desiciones compartidas -0.15 0.05 0.86**
Contexto prohibitivo 0.26 0.06 1.29***
Comunicación -0.73 0.09 0.48***
Educación de la madre
Ningunab
Primaria -0.50 0.05 0.61**
Secundaria -0.38 0.06 0.69***
-2LL 79 886.82 79 868.74 79 622.85
Chi cuadrada 622.13*** 644.04*** 924.13***
Grados de libertad 1 3 9
N 20 404 20 404 20 404
Eventos ocurridos 4 253 4 253 4 253
Casos truncados 11 595+ 4 556 11 595+ 4 556 11 595+ 4 556

TFN16*p<.05 **p<.01 ***p<.001.

a.

TFN17 Resultados del modelo semiparamétrico de riesgos proporcionales.

b.

TFN18 Categoría de referencia.

TFN19Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años, cálculos propios.


Tales resultados revelan la importancia de insertarse en el mercado de trabajo, al menos por primera vez, en los varones que salen vía unión, y su relativamente menor importancia para las mujeres que inician su vida conyugal al salir de la casa paterna, lo cual deja ver que los hombres requieren de mayores credenciales en términos económicos para establecer una unión conyugal. Por el contrario, el efecto del inicio de la vida laboral en la salida del hogar vía no unión es ligeramente más decisivo para las mujeres que para los hombres.

En cuanto a las variables de control, resulta interesante en primera instancia que el tipo de localidad de residencia sólo sea significativo en el caso de los hombres que salen del hogar paterno vía unión y en el de las mujeres que dejan el hogar por un motivo diferente a la unión en pareja. Para los primeros, el habitar en contextos urbanos aumenta 17% el riesgo relativo de salir de casa vía unión a cada edad. Por su parte, las mujeres que viven en localidades de tipo urbano presentan un riesgo relativo de dejar el hogar paterno por una vía distinta a la unión 9% menor que el de sus similares rurales. Esta variable no resulta significativa para los varones que parten vía no unión; mientras para las mujeres que salen al iniciar su vida conyugal, deja de ser estadísticamente significativa al incluir las variables familiares.

La educación de los jóvenes tiene efecto únicamente para aquellos que salen del hogar vía unión. Dicho efecto es el esperado: a mayor educación, mayor será la estadía en el hogar paterno. Quienes tienen escolaridad de al menos un año de secundaria retrasan la salida del hogar en comparación con los jóvenes de menor escolaridad: su riesgo relativo de dejar la casa paterna vía unión es 23 y 32% menor para hombres y mujeres, respectivamente. Como se mencionó, el nivel de escolaridad no hace ninguna diferencia en el caso de los jóvenes que salen vía no unión.

Las características familiares y del hogar tienen importantes efectos en la salida del hogar paterno y, con excepción del índice de decisiones compartidas, éstos se mantienen en la misma dirección tanto para los hombres como para las mujeres y en ambos tipos de partida. En primer lugar, el vivir en un ambiente restrictivo acelera la salida del hogar de manera evidente, y más en el caso de los jóvenes, que optan por la unión como ruta de emancipación residencial. Para este tipo de partida, cada unidad de aumento en el índice de prohibiciones triplica y casi duplica la probabilidad de dejar el hogar a cada edad para hijos e hijas, respectivamente. El efecto es más modesto para los jóvenes que salen por otra vía, para quienes un aumento en el índice se traduce en un incremento de 23 y 29% en el riesgo relativo de partir, para hombres y mujeres, respectivamente.

La comunicación con los padres retrasa la salida del hogar. Cada incremento en este índice provoca una disminución de 67 y 35% en los riesgos relativos de dejar la casa vía unión y vía no unión, respectivamente, para la población masculina. En el caso de la femenina éstos disminuyen 75 y 52%, en el mismo orden. Cabe mencionar que es en el caso de los jóvenes que salen del hogar vía unión donde la comunicación con los padres desacelera en mayor medida la salida del hogar, y destaca la importancia que ésta tiene para las mujeres.

Como se mencionó anteriormente, el efecto del índice de decisiones compartidas se comporta de diferente manera entre los distintos tipos de salida del hogar. Un mayor valor de este índice resulta en la aceleración de la salida del hogar vía unión en el caso de los hombres, para los cuales cada incremento de una unidad en el índice se traduce en un aumento en los riesgos relativos de 23%. Para las mujeres que optan por esta ruta la variable no es significativa. En contraste, un incremento de dicho índice se traduce en una disminución en el riesgo relativo de salir del hogar vía no unión de 15% en el caso de los hombres y de 14% en el de las mujeres. Esto parece indicar que los jóvenes que conviven en ambientes más democráticos posponen su salida del hogar en comparación con los que habitan en hogares más dictatoriales; o bien, que el vivir en un ambiente familiar no democrático acarrea una salida del hogar más temprana.

La última variable considerada fue la educación de la madre como aproximación a la condición socioeconómica de la familia de origen de los jóvenes. Para ambos sexos y en las dos rutas de salida consideradas, esta variable presenta los efectos esperados. Cuanto mejor sea la condición socioeconómica en la casa paterna, menor será la propensión de los hijos a salir de ella. El impacto de la educación de la madre es más importante en los jóvenes que salen vía unión, toda vez que aquellos cuya madre tiene primaria o secundaria, en contraste con los que su madre carece de instrucción, tienen un riesgo relativo menor de dejar el hogar paterno vía unión alrededor de 60% en el caso de los hombres, y cerca de 50% en el de las mujeres. Respecto a los jóvenes que parten por otra vía, el efecto de tener una madre con educación primaria, en contraste con que carezca de instrucción, parece tener más efecto en retrasar la salida del hogar que el tener una madre cuyo nivel educativo sea de secundaria -usando la misma referencia-. Podría sospecharse que este comportamiento está relacionado con la categorización de la variable discutida en el apartado metodológico. Empero, ambas categorías prolongan la permanencia de los hijos en el hogar, lo cual es consistente con las investigaciones publicadas (cuanto mayor sea el nivel socioeconómico, mayor será la estadía en el hogar paterno).

En términos generales, los resultados anteriores revelan la importancia del inicio de la vida laboral en la emancipación residencial de los jóvenes de ambos sexos y en ambos tipos de partida. Sin embargo es importante advertir que entre quienes salen por una vía distinta a la unión conyugal, su inserción al mercado laboral es la variable con mayor efecto, por encima de cualquier otra, ya sea individual o familiar. En cambio, pese a su notable importancia entre los jóvenes que salen vía unión, su efecto es menor en comparación con el ambiente restrictivo, variable que tiene consecuencias más decisivas en la consecución de la independencia de residencia al inicio de la vida conyugal.

Consideraciones finales

En este trabajo se ha examinado la transición a la independencia residencial de los jóvenes en México, analizando por separado la salida del hogar paterno vía unión y vía no unión. El objetivo primordial, sin embargo, ha sido precisar la importancia del inicio de la vida laboral en el calendario de dicha transición.

Los resultados obtenidos indican que la inserción en el mercado laboral acelera notablemente la salida del hogar paterno de los hijos e hijas cuya partida se asocia con la consecución de la vida en pareja, y también lo es cuando la partida y la unión no coinciden en año calendario. La capacidad de los jóvenes para generar sus propios recursos económicos es más contundente para los varones que inician su vida conyugal al emprender la emancipación residencial; aunque para las mujeres también está asociada con una salida del hogar paterno y una unión más temprana, su influencia es más modesta. Lo anterior indica que aun en las generaciones recientes de jóvenes mexicanos, hay diferenciales de género en cuanto a las credenciales económicas que se requieren para formar una nueva familia. Al mismo tiempo es un reflejo de la división tradicional de los roles familiares y laborales, que se distingue por una mayor inserción de los hombres en el mercado de trabajo.

Encontramos también que la influencia de la inserción en el mercado laboral tiene un peso similar sobre la salida del hogar vía no unión entre hijos e hijas. Al parecer la naturaleza de este tipo de partida está menos influenciada por la construcción social de las diferencias entre hombres y mujeres en cuanto a su inserción en el mercado laboral. Este hecho aunado a que el tipo de localidad de residencia resulta significativo en el caso de las mujeres que parten por esta vía, refleja la posible vinculación entre la participación económica de las jóvenes rurales y su migración del campo a la ciudad.

Desafortunadamente la fuente de datos utilizada en el presente trabajo no contiene información relativa a la migración de los jóvenes: no sólo se carece de una historia migratoria, tampoco se cuenta con preguntas sobre el lugar de nacimiento o el de residencia en algún periodo previo a la entrevista. Sin duda, la migración interna puede estar relacionada con la salida del hogar paterno, ya sea porque los jóvenes migran por motivos matrimoniales (salida vía unión), y con más razón por motivos laborales o educacionales. Esta limitación impide profundizar sobre estas posibles relaciones. Parece evidente en este ejercicio que aun cuando la migración por motivos laborales pudiera desempeñar un papel fundamental en la salida del hogar paterno, el haberse insertado en el mercado laboral por primera vez es un requisito indispensable para buscar mejores oportunidades lejos de casa.

El hecho de que el inicio de la vida laboral esté relacionado notablemente con la emancipación residencial de los jóvenes, cualquiera que sea la vía de salida del hogar paterno, es congruente con la noción que plantea De Vos (1989) para toda América Latina, donde sugiere que estas sociedades transitan de un modelo de economía familiar con fuertes lazos filiales hacia otro similar al de los países de Europa Occidental o Norteamérica, donde los adultos jóvenes buscan su independencia residencial tan pronto cuentan con los recursos económicos necesarios para ello. En este sentido los jóvenes mexicanos actúan a semejanza de este tipo de sociedades en el hecho de que a mayores recursos económicos en el hogar de origen, menor es su propensión a abandonarlo; mientras que al incrementar sus recursos tras su incorporación al mercado laboral, mayor es su propensión a partir (véase Aassve et al., 2001).

De este modo parece que en efecto el inicio de la vida laboral es parte de la transición hacia la adultez en los jóvenes mexicanos, independientemente de lo temprano que ésta se inicie, toda vez que su incorporación al mercado de trabajo acelera la ocurrencia de los demás eventos asociados a dicha transición; al menos en este caso se confirmó que precipita la salida del hogar paterno y la entrada en unión conyugal. Si bien las investigaciones recientes han resaltado la importancia de los hijos e hijas como mano de obra secundaria en algunos sectores de la sociedad mexicana (véase García y Pacheco, 2000), resultaría interesante determinar durante cuánto tiempo estos jóvenes contribuyen a la economía familiar antes de llevar sus recursos a otro lado. En otras palabras, queda aún por investigar si la contribución económica de los hijos al hogar desempeña un papel importante para mediar la relación entre el inicio de la vida laboral y la salida del hogar paterno.

Asimismo convendría analizar si los eventos del curso de vida de los jóvenes mexicanos aquí considerados se comportan igual en momentos de crisis económica o de contracción del mercado laboral, para distinguir así los efectos de periodo de los de cohorte. Por ello, para profundizar en este tema es primordial el uso de fuentes de información que contengan las historias laborales completas, no sólo de los hijos e hijas, sino también de sus padres. La ausencia de este tipo de información detallada en la fuente de datos que se emplea en este estudio nos obligó a utilizar otros medios para lograr una idea aproximada respecto a la independencia económica de los hijos (o su capacidad de ser económicamente productivos), pero esta medida no refleja las entradas y salidas del mercado de trabajo, los periodos de desempleo, ni las interrelaciones entre sus trayectorias laborales y las de los demás miembros del hogar; de este modo desconocemos los efectos de tales indicadores en la salida del hogar paterno.

Pese a que las características familiares sólo fueron incluidas en este ejercicio como variables de control, es necesario recalcar que algunos autores sugieren que la percepción de los jóvenes sobre la relación con sus padres difiere a lo largo del curso de vida (véase Thornton et al., 1995). Aquilino (1997) sostiene que los hijos que viven con sus padres tienden a manifestar mayores grados de conflicto y estrés en sus relaciones debido a que la convivencia diaria los expone más a ellos; por otro lado, este hallazgo puede ser indicativo de una percepción más relajada en torno al ambiente familiar una vez que los hijos dejan el hogar paterno. Nos referimos a ello para reiterar la importancia de contar con estudios longitudinales prospectivos o de tipo panel que permitirían incluir las variaciones en la dinámica familiar y tomar en cuenta los cambios en las percepciones de los jóvenes a lo largo del curso de vida.

Por último, la salida de los hijos del hogar paterno de ninguna manera es un fenómeno que ocurre una sola vez en la vida de una persona (aunque sí lo es el salir de casa por primera vez). La emancipación residencial, más que un evento, puede ser un proceso caracterizado por múltiples salidas y retornos, como se ha documentado para los jóvenes estadunidenses (Goldscheider et al., 1993); por ello es importante documentar los retornos y las sucesivas salidas del hogar paterno. La ENJ 2000 incluyó el retorno al hogar de los padres, pero al no registrar la fecha del retorno, el tiempo de estadía, ni en su caso la fecha de la salida sucesiva, se limitó el estudio dinámico de este fenómeno.




Appendix
Anexo.

CUADRO A1. Interacción entre la salida del hogar paterno, la primera unión y la primera incorporación laboral. México, 2000a
Salida del hogar/primera unión Nunca unido Unido Total Nunca unido Unido Total
En el hogar paterno 19 602 2 870 22 472 53.43 7.47 60.90
Salió del hogar 3 955 10 240 14 195 10.98 28.12 39.10
Total 23 557 13 110 36 667 64.41 35.59 100.00
Antes 803 2.32
Coincide 6 082 16.96
Después 3 355 8.83
total 10 240 28.12
Coincide 6 082 16.96
No coincide 10 983 29.61
Ambos eventos truncados 3 355 53.43
Total 10 240 100.00
Salida del hogar/primera incorporación laboral Nunca incrporado Incorporado Total Nunca incorporado Incorporado Total
En el hogar paterno 5 709 16 763 22 472 15.58 45.32 60.90
Salió del hogar 2 000 12 195 14 195 5.47 33.63 39.10
Total 7 709 28 958 36 667 21.05 78.95 100.00
Antes 7 803 21.62
Coincide 1 887 5.24
Después 2 505 6.76
Total 12 195 33.63
Coincide 1 887 5.24
No coincide 29 071 79.10
Ambos eventos truncados 5 709 15.58
Total 36 667 100.00
a.

TFN20Absolutos muestrales, relativos expandidos.

TFN21Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años de edad.


CUADRO A2. Interacción entre la salida del hogar paterno, la primera unión y la primera incorporación laboral. Hombres. México, 2000a
Salida del hogar/primera unión Nunca unido Unido Total Nunca unido Unido Total
En el hogar paterno 9 657 1 220 10 877 58.75 6.99 65.74
Salió del hogar 2 104 3 282 5 386 13.30 20.95 34.26
Total 11 761 4 502 16 263 72.06 27.94 100.00
Antes 358 2.06
Coincide 1 526 10.61
Después 1 398 8.28
total 3 282 20.95
Coincide 1 526 10.61
No coincide 5 080 30.63
Ambos eventos truncados 9 657 58.75
Total 16 263 100.00
Salida del hogar/primera incorporación laboral Nunca incrporado Incorporado Total Nunca incorporado Incorporado Total
En el hogar paterno 1 757 9 120 10 877 10.57 55.17 65.74
Salió del hogar 206 5 180 5 386 1.29 32.97 34.26
Total 1 963 14 300 16 263 11.85 88.15 100.00
Antes 3 630 23.10
Coincide 714 4.59
Después 836 5.28
Total 5 180 32.97
Coincide 714 4.59
No coincide 13 792 84.84
Ambos eventos truncados 1 757 10.57
Total 16 263 100.00
a.

TFN22Absolutos muestrales, relativos expandidos.

TFN23Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años de edad.


CUADRO A3. Interacción entre la salida del hogar paterno, la primera unión y la primera incorporación laboral. Mujeres. México, 2000a
Salida del hogar/primera unión Nunca unido Unido Total Nunca unido Unido Total
En el hogar paterno 9 945 1 650 11 595 48.53 7.92 56.44
Salió del hogar 1 851 6 958 8 809 8.84 34.71 43.56
Total 11 796 8 608 20 404 57.37 42.63 100.00
Antes 445 2.57
Coincide 4 556 22.81
Después 1 957 9.33
total 6 958 34.71
Coincide 4 556 22.81
No coincide 5 903 28.66
Ambos eventos truncados 9 945 48.53
Total 20 404 100.00
Salida del hogar/primera incorporación laboral Nunca incrporado Incorporado Total Nunca incorporado Incorporado Total
En el hogar paterno 3 952 7 643 11 595 20.19 36.26 56.44
Salió del hogar 1 794 7 015 8 809 9.32 34.23 43.56
Total 5 746 14 658 20 404 29.51 70.49 100.00
Antes
Coincide 4 173 20.27
Después 1 173 5.85
Total 7 015 8.12
Coincide 1 173 5.85
No coincide 15 279 73.97
Ambos eventos truncados 3 952 20.19
Total 20 404 100.00
a.

TFN24 Absolutos muestrales, relativos expandidos.

TFN25Fuente: ENJ 2000, jóvenes de 15 a 29años de edad.



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Notas al pie:

1.

fn1 Japón, Corea del Sur y China.

2.

fn2Modelos de permanencia, como los denomina Courgeau (2001).

3.

fn3Por ejemplo, en nuestro caso, si un joven digamos de 18 años de edad aún no ha dejado el hogar paterno en el momento de la encuesta, se desconoce cuándo lo hará, pero se sabe que permaneció allí al menos durante 18 años. Esta información debe ser tomada en cuenta, pues de lo contrario los estimadores de la edad a la salida del hogar paterno estarían sesgados; asimismo las variables relacionadas con esa duración deben ser consideradas.

4.

fn4Desgraciadamente no se cuenta con una historia laboral, por lo que no se puede dar cuenta de las entradas y salidas del mercado laboral; debido a ello no se está midiendo en realidad si los jóvenes cuentan o no con un empleo y cómo afecta esto su salida del hogar; más bien es una aproximación a la capacidad de los jóvenes de ser económicamente productivos y posiblemente económicamente independientes de sus padres.

5.

fn5Para quienes ya habían salido de casa las preguntas y sus respectivas respuestas se referían al hogar paterno y no al actual. Esto representa una limitación, ya que los jóvenes que aún residen con los padres refieren situaciones actuales, mientras los que ya dejaron el hogar recurren a la memoria o al recuerdo de una dinámica que puede ser percibida de manera diferente con el paso de los años, al cambiar de estructura familiar, o bien de acuerdo con los roles propios del curso de vida de los jóvenes.

6.

fn6Para mayor detalle sobre la construcción de estos índices véase Echarri y Pérez Amador (2001), donde los índices mostraron su relación con la salida del hogar, por lo que se consideró importante usarlos como variables de control.

7.

fn7Se consideró también la inclusión de la educación o la ocupación del padre, pero el número de no especificados no se reducía de manera notable. Adicionalmente se probó la utilización del índice de bienes de la vivienda en el modelo como aproximación al nivel socioeconómico de los jóvenes; los resultados fueron muy similares a los obtenidos utilizando la educación de la madre. Se optó por este último indicador debido a que la posesión de bienes se refiere al hogar actual donde habita el joven y no necesariamente a su familia de origen.

8.

fn8Para mayor información sobre los factores asociados con el inicio de la vida conyugal en México véase Solís (2004), Parrado y Zenteno (2002), y Echarri y Pérez Amador (2001). Sobre los patrones residenciales posteriores a la formación de uniones, véase Echarri (2004).

9.

fn9Cabe mencionar que el cuestionario incluye una pregunta acerca de los motivos por los cuales los hijos dejaron el hogar paterno, pero ésta no fue considerada porque incluía una gran proporción de no especificados, lo que reducía la muestra de manera notable. Sin embargo, alrededor de 60% de los jóvenes que respondieron esta pregunta indicaron que salieron por matrimonio o unión, porcentaje similar al que se obtiene al considerar el mismo año calendario para definir la coincidencia de los eventos.

10.

fn10En este caso de permanencia en el hogar paterno.

11.

fn11Pese a que los resultados de estas variables son muy sugerentes, es importante matizarlos en el sentido de que, como se indicó en el apartado metodológico, se refieren a las percepciones de los jóvenes sobre su dinámica familiar. Al respecto, algunas investigaciones sugieren que las relaciones entre padres e hijos las perciben de manera distinta unos y otros (véase Thornton et al., 1995); aquí se cuenta con una visión parcial de estas relaciones: la percepción de los hijos. Por otro lado, este autor observa que las relaciones entre padres e hijos cambian a través del tiempo, sobre todo cuándo los hijos comienzan su transición hacia la adultez, ya que en esta etapa los jóvenes emprenden los mismos roles que desempeñan sus padres, lo que les permite identificarse con ellos y gozar de relaciones más igualitarias o menos autoritarias. Desde la perspectiva de los padres, la salida de sus hijos del hogar es indicativa de su madurez y esto facilita que accedan a ese tipo de relaciones (Aquilino, 1997). También existe evidencia de que los hijos que viven con sus padres tienden a mostrar mayores niveles de conflicto y estrés en sus relaciones debido a que están expuestos a ellos día a día; por otro lado, este hallazgo también puede ser indicativo de una percepción más relajada en torno al ambiente familiar una vez que los hijos dejan el hogar paterno (idem).

12.

fn12Las limitaciones de esta variable fueron detalladas en el apartado metodológico, pero deben tenerse en mente para interpretar sus coeficientes. Éstos deben leerse como el efecto del nivel de educación de la madre neto del efecto de no especificar su nivel educativo (el valor de los coeficientes para la categoría no especificados no se presenta en los cuadros correspondientes, pero la categoría se incluyó en el modelo y está reflejada en los grados de libertad).

13.

fn13Sería importante indagar sobre el papel de los jóvenes en las decisiones de migrar y dejar el hogar, ya que si éstas responden a “estrategias familiares de asignación de la fuerza de trabajo” (Szasz, 1999: 174), o en el caso de las hijas “al control autoritario del jefe de familia” (ibid., p. 179) sería cuestionable considerarlas como emancipaciones.


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