Variación espacial de la unión conyugal de los jóvenes en México

Mario Martínez Salgado*Rodrigo Tapia-McClung**

Universidad Nacional Autónoma de México, Escuela Nacional de Estudios Superiores Unidad Morelia, Unidad de Investigación sobre Representaciones Culturales y Sociales. Dirección postal: Antigua Carretera a Pátzcuaro, núm. 8701, col. Ex Hacienda de San José de la Huerta, 58190, Morelia, Michoacán, México. Correo electrónico: <mmartinez.udir@humanidades.unam.mx>. Centro de Investigación en Geografía y Geomática “Ing Jorge L. Tamayo” A.C.Dirección postal: Contoy núm. 137, esq. Chemax, col. Lomas de Padierna, 14240, Tlalpan, Ciudad de México. Correo electrónico: <rtapia@centrogeo.org.mx>.

* Mario Martínez Salgado es investigador en la Unidad de Investigación sobre Representaciones Culturales y Sociales de la Coordinación de Humanidades de la UNAM. Es doctor en Estudios de Población y maestro en Demografía, ambos por El Colegio de México, A.C., y actuario por la Facultad de Ciencias de la UNAM. Su investigación actual se centra en los temas: transición a la vida adulta, familia y curso de vida, participación masculina en el ámbito doméstico y análisis espacial de datos demográficos.
* Rodrigo Tapia-McClung es investigador asociado en el Centro de Investigación en Geografía y Geomática “Ing. Jorge L. Tamayo”, A.C. Es físico por la Facultad de Ciencias de la Universidad Nacional Autónoma de México y maestro en Estudios Ambientales por la Wilfrid Laurier University, Waterloo, Ontario, Canadá. Su investigación actual se centra en temas de visualización de datos geoespaciales, datos geográficos de voluntarios y analítica geovisual. También ha trabajado temas de estadística espacial y análisis espacial.


Resumen:

La unión conyugal es un eje organizador de la vida de las personas y de una sociedad. En México este evento es clave en el proceso de transición a la vida adulta. En muchos casos articula la salida del hogar y el inicio de la reproducción. Se sabe que en el ámbito nacional su temporalidad se ha postergado, pero poco se sabe sobre ella a nivel subnacional. En esta investigación se analiza la variación espacial de la proporción de jóvenes unidos conyugalmente. Se busca identificar la manera como influyen la desigualdad regional y la heterogeneidad cultural sobre la asunción de los roles adultos.

Recibido: 10-11-2010; Aceptado: 21-07-2016

Estudios demográficos y urbanos, 2017

Palabras-clave: transiciones a la vida adulta, nupcialidad, jóvenes, análisis espacial.
Keyword: transitions to adult life, marriage, youth, spatial analysis.

Introducción

En México las transformaciones socioeconómicas y demográficas de las últimas décadas repercutieron en la población en prácticamente todas sus esferas de participación. La manera como se forman y organizan las familias es muestra de uno de los espacios donde los procesos de cambio dejaron su impronta. Durante buena parte del siglo pasado el fenómeno de la nupcialidad gozó de cierta estabilidad. Las parejas se unían a edades tempranas y lo hacían principalmente mediante el establecimiento de un vínculo conyugal civil o religioso; la unión libre y el celibato definitivo, aunque de menor magnitud, permanecieron relativamente invariantes hasta la llegada de la década de los noventa. La etapa actual ya no se define exclusivamente por la institucionalización máxima del matrimonio o por las disoluciones de las uniones como consecuencia de la muerte de alguno de los cónyuges. En la actualidad los arreglos conyugales nuevos se abren paso aumentado su visibilidad y diversidad, mientras que los tradicionales se mantienen como un referente para buena parte de la población. Así, el fenómeno de la nupcialidad está en plena reconfiguración; la manera como las personas forman, modelan, organizan o disuelven su vínculo conyugal se está transformando.

La unión conyugal es uno de los ejes organizadores más importantes de la vida de las personas y de una sociedad. Este evento es clave en el proceso de transición a la vida adulta porque se relaciona con la salida del hogar de origen y porque la mayoría de las veces detona la reproducción biológica; además, al unirse las personas forman un nuevo núcleo familiar poniendo en marcha la reproducción social. No obstante, si bien se tiene conocimiento de que a nivel nacional la temporalidad de la salida del hogar familiar, de la entrada en unión conyugal y del nacimiento del primer hijo se han postergado, poco se sabe sobre el calendario e intensidad de estos eventos a escala estatal y prácticamente se desconoce en el ámbito municipal. Por esto es deseable contar con una perspectiva de desigualdad regional y espacial para estudiar estos fenómenos y así detectar los cambios, la ausencia de éstos o los retrocesos que silencian o invisibilizan los gruesos indicadores nacionales. Es así que el objetivo de esta investigación es analizar la variación espacial de las uniones conyugales de la población joven en México, a fin de identificar la manera como influye la desigualdad regional y la heterogeneidad cultural sobre la asunción de roles adultos.

Este trabajo se compone, además de esta sección introductoria, de una breve discusión sobre el papel que juega la unión conyugal en el proceso de transición a la vida adulta. En el apartado siguiente se delinea el contexto histórico de las transformaciones sucedidas en el país en las últimas décadas y que fueron sentidas por la población joven, y en este espacio se presentan los factores que regulan la entrada en unión conyugal. Posteriormente se presentan la estrategia de análisis, las fuentes de información y la manera como se procesaron los datos. Seguido de esto se exponen los resultados de la investigación comenzando con el análisis descriptivo y del grado de autocorrelación espacial global de las variables seleccionadas para el estudio, seguido de los patrones espaciales basados en el grado de asociación espacial local, y finalmente los resultados de los modelos de regresión con control para la autocorrelación espacial. Por último, se incluye un resumen con los principales hallazgos de la investigación, a fin de presentar una reflexión de conjunto sobre la variación espacial de la unión conyugal en México en su escala municipal.

La unión conyugal en el proceso de transición a la vida adulta

La sociedad ha adoptado términos como infancia, juventud, adultez y vejez como periodos de la vida. Estas etapas se construyen con base en un conjunto de condiciones sociales, económicas y culturales, y se difunden con su correspondiente carga de normas sociales, arreglos institucionales, afiliaciones sociales e identidades personales (Furstenberg et al., 2005). Un posible punto de partida para el estudio de estas etapas lo constituye la perspectiva de curso de vida. Con base en este enfoque diacrónico se puede estudiar el transcurrir de las etapas y el proceso de transición de una a otra. De hecho, un desarrollo conceptual surgido de esta perspectiva está abocado al estudio del tránsito de la población joven a la vida adulta. El esquema de transición a la adultez describe el proceso por el cual una persona se transforma en un adulto independiente, productivo y reproductivo (Coubès y Zenteno, 2005). Este esquema está conformado tradicionalmente por una serie de experiencias clave en la trayectoria de vida de los individuos: salida del sistema escolar, primer ingreso al mercado laboral, salida del hogar familiar, inicio de la vida conyugal, y llegada de la maternidad/paternidad (Fussell y Furstenberg, 2005).

De estos eventos, la entrada en unión es clave en el proceso de transición a la vida adulta, sobre todo en sociedades donde la institución familiar ocupa un lugar preponderante. En México, esta transición familiar se asocia con la salida del hogar paterno y con el inicio de la vida reproductiva. Es común que los jóvenes mexicanos al unirse dejen el hogar de sus padres (Echarri y Pérez, 2007; Pérez, 2006; Echarri, 2005), y es más común todavía que los primeros nacimientos ocurran dentro de los primeros años de iniciada la unión (Martínez, 2011; Rojas, 2008; Sebille, 2005). Además, al unirse, las personas no sólo dejan un hogar para formar un nuevo núcleo familiar, también asumen un nuevo papel social, sobre todo si este evento se acompaña con el inicio de la maternidad/paternidad. Más aún, al entrar en unión los individuos interconectan sus respectivos procesos de asunción de roles adultos. Bajo el principio de vidas interconectadas en la perspectiva de curso de vida (Elder, 1992; Elder et al., 2003), la interacción de los cónyuges influirá sobre las acciones, decisiones y elecciones individuales de las cohortes subsiguientes. Con todo lo anterior, es posible pensar que el inicio de la vida conyugal es un evento insignia del proceso de transición a la vida adulta.

Cambios, transformaciones y vida de los jóvenes mexicanos

Los cambios socioeconómicos y demográficos que experimentó el país en las últimas décadas fueron sentidos por la población en prácticamente todas sus esferas de participación. En materia económica, la aplicación de políticas de ajuste, estabilización y reforma estructural produjo una marcada escasez de oportunidades laborales asalariadas y un acelerado deterioro del poder adquisitivo de los trabajadores (Tuirán, 1993). En lo social, uno de los mayores esfuerzos realizados por el gobierno mexicano fue la expansión del sistema educativo (Álvarez, 1994). Sin embargo, a la fecha, los réditos de semejante inversión no concuerdan con el monto de capital humano generado.

Otro cambio significativo es el paso de una sociedad eminentemente rural a una urbana. Desde la década de los setenta y a lo largo de la de los ochenta aumentó la visibilidad de las corrientes migratorias compuestas por jóvenes que se desplazaron hacia las ciudades para conseguir trabajo y mejores condiciones de vida (Corona, 2004). También, como resultado del cambio demográfico, la población se multiplicó varias veces y la esperanza de vida de los mexicanos se amplió. Además se redujo el tamaño de las fratrías como consecuencia de una revalorización del tamaño de las descendencias (Lerner y Quesnel, 1994) y de la puesta en marcha de los programas de planificación familiar (Mier y Terán, 1991; Mier y Terán y Partida, 2001).

Estos cambios dejaron su impronta en la estructura y la dinámica de las familias. El descenso de la fecundidad consiguió que las mujeres pasen menos tiempo embarazadas o dedicadas a la crianza de los hijos (Tuirán, 2001). El descenso de la mortalidad aumentó la probabilidad de que los niños se convirtieran en jóvenes en un hogar con ambos padres (Fussell, 2005). Igualmente, ante la dificultad de conseguir un trabajo asalariado, las familias aumentaron el número de perceptores o insertaron a alguno de sus miembros en el mercado laboral a través de sus redes de parentesco (Gonzalbo y Rabell, 2004). Otras salidas condujeron a algunos individuos al autoempleo y a otros a optar por la migración laboral a Estados Unidos (Lozano, 2004).

El conjunto de todas estas transformaciones impactó la vida de las familias y de sus integrantes. En el agregado nacional el grupo de los jóvenes fue uno de los que más contacto tuvo con estos cambios. Ellos se beneficiaron de la expansión del sistema educativo: asisten a la escuela cada vez en mayor proporción y permanecen más tiempo en ella. Muchos postergaron su inserción en el mercado laboral, que por lo demás los recibió en numerosas ocasiones con posiciones laborales precarias, cuando no informales.

También, muchas mujeres jóvenes tuvieron que adaptarse a los métodos anticonceptivos modernos. El uso de éstos les permitió tener menos hijos, aunque comenzaron a tenerlos sólo poco después de lo que lo hicieron sus propias madres. Esto en parte porque las y los jóvenes forman uniones conyugales al poco tiempo de lo que lo hicieron sus padres. El inicio de la vida conyugal apenas se postergó entre 1970 y el año 2000. La edad media a la primera unión de las mujeres pasó de 21.2 a 22.4 años, y la de los hombres pasó de 24.1 a 25.1 años (López et al., 2011). No obstante, el gran agregado nacional encubre los patrones regionales de entrada en unión. Para el caso de las mujeres, Quilodrán (2001) muestra, con información de la Encuesta Nacional Demográfica de 1982, que las regiones Pacífico Sur, Golfo y Noroeste se caracterizan por una edad precoz a la primera unión; las regiones Noreste, Sudeste, Centro y Norte, por una edad promedio al unirse por encima de los 20 años; la región Occidente, por una entrada en unión más tardía.1

En 2010 la edad media a la unión de las mujeres es de 23 años y la de los hombres de 25.4 años.2 Los mapas 1a y 1b muestran la edad promedio a la unión para mujeres y hombres a nivel municipal. En general, la distribución espacial de este indicador para el caso de las mujeres muestra edades bajas (21.8 años o menos) en todo el Norte y en parte del Pacífico Sur, en tanto que las edades altas (23.6 años o más) destacan en el Noroeste, Occidente, Centro y parte de la Península de Yucatán. En el caso de los hombres los municipios con edades bajas (24.3 años o menos) se localizan en el Norte, parte del Pacífico Sur y en la Península de Yucatán, mientras que los municipios con edades altas (26.3 años o más) se sitúan en partes del Noroeste, Occidente y Centro.


Mapa 1a.

Edad media a la unión de mujeres. México, 2010


  —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..


Mapa 1b:.

Edad media a la unión de hombres. México, 2010


  —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..

Si bien los cambios de orden socioeconómico y demográfico de finales del siglo pasado marcaron el contexto en el cual los jóvenes transitan a la vida adulta, en el gran agregado nacional el efecto de estas transformaciones sobre la temporalidad del inicio de la vida conyugal es discreto. Sin embargo, al desagregar la información y considerar su dimensión geográfica, el resultado de un primer examen visual es la presencia de distintos escenarios regionales con calendarios disímiles de entrada en unión.

Con esto, el propósito de este trabajo es poder constatar con un análisis espacial más detallado la presencia de estos patrones diversos de entrada en unión, lo mismo que valorar el efecto de ciertos aspectos socioeconómicos locales sobre la temporalidad del inicio de la vida conyugal para después dilucidar la manera como influye la heterogeneidad de los escenarios socioeconómicos en la asunción de roles adultos.

Factores asociados con la entrada en unión conyugal

Varios son los factores que regulan la entrada en unión y el calendario del primer enlace conyugal. Por ejemplo, se ha visto que el incremento en el nivel educativo y el acceso al empleo de las mujeres durante las décadas recientes les ha permitido posponer la entrada en unión (Lloyd, 2005; Heaton et al., 2002). También, para el caso de los hombres se ha observado que trayectorias ocupacionales favorables (alta escolaridad, empleo estable y experiencia laboral) facilitan la formación de una unión (Parrado y Zenteno, 2005). En el mismo sentido, Lloyd (2005) muestra que, a diferencia del pasado, en la actualidad los jóvenes que están desempleados tienen menos probabilidades de casarse.3

La movilidad territorial de las personas también parece influir sobre la temporalidad de la entrada en unión. Las migraciones selectivas por sexo desequilibran los mercados matrimoniales porque se alteran los stocks de hombres y mujeres en edades casaderas tanto en el lugar de origen como de destino (Pavón, 1990). Igualmente, para algunos hombres mexicanos la migración internacional puede formar parte de una estrategia que les permite alcanzar algunos objetivos familiares. Parrado (2004) encuentra que la migración hacia Estados Unidos es un evento que retrasa la formación de uniones mientras los migrantes permanecen fuera del país; sin embargo, al volver, las remesas y los ahorros acumulados les proporcionan el capital necesario para formar una familia.

También, de acuerdo con Quilodrán (1993a), los diferentes tipos de unión se asocian con distintas formas de concebir a la familia. Las nuevas generaciones urbanas comienzan a considerar a la unión libre como parte del proceso que una pareja debe cursar antes de casarse (Morales, 2011). Con esto, es posible considerar la forma en que hombres y mujeres se unen como otro factor asociado con la temporalidad de la unión. De hecho, si sólo se consideran las uniones legales, éstas ocurren en promedio casi un año después que el conjunto de las uniones legales y consensuales (Quilodrán, 1993b).

Preguntas e hipótesis de investigación

El objetivo general es analizar la variación espacial de la proporción de jóvenes, mujeres y hombres que se encuentran unidos. Se busca identificar la manera como influye la desigualdad regional y la heterogeneidad cultural sobre la asunción de los roles adultos. Con base en esto, las preguntas que guían la investigación son: ¿las proporciones de unidos varían lo suficiente en el territorio nacional como para identificar regiones geográficas con temporalidades distintas?, y ¿de qué manera inciden los aspectos contextuales, socioeconómicos y demográficos locales sobre el calendario e intensidad de la unión?

Este trabajo tiene un carácter exploratorio y por tanto no se plantean hipótesis muy elaboradas en torno a las variaciones espaciales de la unión conyugal entre los jóvenes. Se puede, a partir de lo descrito en las secciones precedentes, suponer que: a) las proporciones de unidos difieren entre los espacios geográficos como consecuencia de la gran heterogeneidad de los escenarios culturales y de la persistente desigualdad regional; y b) las condiciones de desigualdad socioeconómica, el bajo nivel de escolaridad y la baja participación laboral femenina, entre otros, se asocian con proporciones altas de uniones conyugales a edades tempranas; por el contrario, fenómenos como la migración y la institucionalización del matrimonio se relacionan con uniones menos precoces.

Metodología y datos

El interés principal de esta investigación es analizar la variación espacial de la proporción de jóvenes unidos, y con ello aproximar el calendario y la intensidad de la entrada en unión en México; para ello se sigue la propuesta metodológica de Baller et al. (2001). Estos autores, para analizar las tasas de criminalidad en Estados Unidos, primero examinan la agrupación espacial de las tasas de homicidios a nivel de condado buscando distintos patrones espaciales para sus datos. Seguido de esto, ajustan modelos multivariados para calcular el efecto de algunas variables estructurales sobre la variable dependiente controlando los efectos de la dependencia y heterogeneidad espacial.

La ventaja de utilizar modelos que incorporan la dimensión espacial es que permiten un enfoque diferente y complementario a los desarrollados tradicionalmente. El análisis espacial facilita conocer una dinámica que no necesariamente puede ser descrita con los métodos más utilizados. Visualizar cómo se distribuyen en el territorio los indicadores de un estudio abre una puerta a otro tipo de preguntas. Sin embargo, la inclusión del espacio trae consigo problemas potenciales, como los de la escala y la agregación. El primero tiene que ver con los posibles resultados que se pueden obtener al analizar el mismo conjunto de datos en distintos ámbitos de resolución espacial; es decir, reportados a escala de región o de subregión. El segundo, con que al agregar los datos se elimina parte de la variabilidad de la información, y con esto se pierde cierto nivel de detalle, como cuando se promedian valores de unidades más pequeñas para obtener medidas de unidades más grandes (por ejemplo, al agregar los municipios que conforman un estado). El problema de la agregación tiene que ver con los posibles resultados estadísticos distintos que se pueden obtener dependiendo de la configuración que se tome para las unidades espaciales en estudio. En este caso no nos enfrentamos al problema de agregación, ya que la unidad espacial, el municipio, no es sujeto de cambios en la configuración.

Ahora bien, en la presente investigación se estudia la proporción de jóvenes de 15 a 29 años, por grupos quinquenales, que se encuentran en una unión conyugal en cada municipio, y los factores explicativos que se consideran hacen referencia al nivel de escolaridad, el mercado laboral, el balance del mercado matrimonial, la institucionalización del matrimonio y la migración hacia Estados Unidos.

En detalle, sobre las proporciones de jóvenes unidos y los factores explicativos se estima el coeficiente I de Moran para obtener el grado de autocorrelación espacial en el ámbito nacional. Este indicador se basa en las desviaciones de los datos individuales alrededor del promedio general de las observaciones, incorporando su naturaleza espacial (Chasco y Fernández-Avilés, 2009). En seguida se reproduce el análisis local para determinar el grado de autocorrelación espacial en la vecindad de cada municipio. Para ello se calcula el indicador local de la I de Moran (LISA) (Anselin, 1995, 2005). Esta variante local, a diferencia del coeficiente global, solamente considera las contribuciones locales alrededor de cada municipio. Para el cálculo de ambas medidas es necesario definir una matriz de ponderación espacial, es decir, un arreglo numérico entre las observaciones, indicativo de su proximidad geográfica. En este estudio se utilizó una matriz de contigüidad tipo reina de primer orden, la cual considera como vecinos del municipio de referencia a todos los municipios colindantes.

La fuente de información es el Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010) y la unidad de análisis es el municipio. De los resultados del Censo se extrajo la población por grupos quinquenales de edad y según su situación conyugal y el grado y nivel de escolaridad.4 También se procesaron los microdatos censales para obtener una estimación de la población por grupos quinquenales de acuerdo con su posición en el trabajo. Además de estos insumos, se utilizaron la cartografía censal de 2010, el procesador de bases de datos Stata y los programas GeoDa y ArcMap para producir los resultados espaciales y los mapas.

A partir de esta información se calcula el porcentaje de hombres y mujeres unidos de 15 a 29 años por grupos quinquenales de edad para cada municipio. Estos indicadores son las variables dependientes en los modelos de regresión. Los factores explicativos, por su parte, se refieren a ciertas condiciones socioeconómicas y demográficas locales. Esto es, el nivel de escolaridad en el municipio se aproxima al porcentaje de jóvenes, hombres y mujeres, que concluyeron la secundaria. El mercado laboral es caracterizado por el porcentaje de mujeres y de hombres con trabajo asalariado. El grado de desinstitucionalización del matrimonio se aproxima con el cociente entre el número de mujeres en unión libre y el de mujeres casadas. El balance del mercado matrimonial se mide con la razón de masculinidad. Todos estos indicadores se construyeron con base en los registros individuales de la población de 15 a 34 años, a excepción del porcentaje de asalariados, que se calculó con base en la población de 25 a 34 años. Además de esto, el fenómeno de la migración internacional se incluye en los modelos con el índice de intensidad migratoria internacional de 2010 (Consejo Nacional de Población, 2012).

Además, los resultados de los modelos estarán controlados por el nivel de marginación del municipio. El Consejo Nacional de Población dispone de un índice para medir la marginación de las entidades y municipios. Las dimensiones consideradas en el índice son: educación, vivienda, distribución de la población e ingresos por trabajo (Consejo Nacional de Población, 2011). Dados los factores explicativos que se toman en cuenta en esta investigación, el nivel de marginación de los municipios se aproxima al porcentaje de viviendas con algún nivel de hacinamiento.

Resultados

El cuadro 1 muestra algunas estadísticas descriptivas, el grado de autocorrelación espacial global de las variables dependientes y el conjunto de factores explicativos. En él se destaca que la fracción de jóvenes unidos conyugalmente se incrementa conforme aumenta la edad, y que la proporción de mujeres unidas es mayor que la de los hombres unidos en todos los grupos de edad. De acuerdo con los valores de la mediana, se observa que la proporción de jóvenes unidos en el grupo de 20 a 24 años es varias veces más grande que la del grupo de 15 a 19 (2.9 veces en el caso de las mujeres y 6.3 en el de los hombres), y esta relación, para mujeres y hombres respectivamente, es 1.4 y 1.8 veces más grande en el grupo de 25 a 29 respecto al de 20 a 24. Asimismo, en el grupo de 15 a 19 años el valor de la mediana de las mujeres es casi tres veces más grande que la de los hombres, y esta relación se sostiene en los siguientes grupos de edad, aunque cada vez menos pronunciada (1.4 veces en el grupo de 20 a 24 y 1.1 veces en el de 25 a 29). Todo esto revela un calendario de entrada en unión conyugal más temprano para las mujeres y una considerable intensidad del fenómeno que tiende a igualarse entre los sexos conforme aumenta la edad.

Por otro lado, la magnitud de la I de Moran global de los seis indicadores conyugales es alta y significativa,5 lo cual indica que existe cierta asociación espacial entre los municipios con valores altos (o bajos) en cada una de estas proporciones. También es pertinente destacar que los registros de las mujeres son mayores que los de los hombres y que en ambos casos la magnitud de la I de Moran disminuye a medida que aumenta la edad. Esto apunta a una menor concentración espacial de valores semejantes, lo cual es de esperarse pues al aumentar el número de jóvenes unidos en los municipios, el número de demarcaciones que destacan por reportar porcentajes por arriba (o por abajo) del promedio son menores.

Respecto a las variables independientes, el cuadro 1 muestra que en la mitad de los municipios del país el nivel de hacinamiento varía entre 35.7 y 53.0%. Además, este indicador muestra un elevado grado de autocorrelación espacial, esto es, en el país existe una alta concentración de municipios con niveles de hacinamiento semejantes. En cuanto a la escolaridad, la información refiere que en la mitad de los municipios el porcentaje de jóvenes con secundaria completa es menor a 60%. Más aún, de acuerdo con el rango intercuartil, en la mitad de los municipios sólo entre 5 y 7 jóvenes de cada 10 terminaron la secundaria. También, de acuerdo con las medianas de los indicadores sobre el mercado laboral, en la mitad de los municipios menos de una quinta parte de las mujeres jóvenes y menos de tres quintas partes de los hombres jóvenes tienen un trabajo asalariado. Estos indicadores, que además retratan parte del marco de oportunidades escolares y laborales en los municipios, exhiben un alto grado de autocorrelación espacial, lo que significa que los municipios con valores similares, en estos casos previsiblemente bajos, sobre todo los laborales, se encuentran considerablemente concentrados.

Cuadro 1:.

Estadísticas descriptivas y grado de autocorrelación espacial global de las variables seleccionadas para el estudio


  1er cuartil Mediana 3er cuartil I de Moran*
Porcentaje de mujeres en unión conyugal
15 a 19 años 13.8 17.5 20.9 0.424
20 a 24 años 45.8 51.2 56.6 0.360
25 a 29 años 67 71.3 75.1 0.300
Porcentaje de hombres en unión conyugal
15 a 19 años 4.2 6 7.9 0.391
20 a 24 años 31.8 37.5 42.9 0.354
25 a 29 años 60.5 65.9 71 0.289
Porcentaje de viviendas con algún nivel de hacinamiento 35.7 43.7 53 0.676
Porcentaje de jóvenes con secundaria completa 48.5 59.6 69.4 0.625
Porcentaje de asalariadas 11.2 19.3 28.1 0.547
Porcentaje de asalariados 39.4 57.8 68.6 0.673
Número de mujeres en unión libre por cada mujer casada 28.5 40.2 51.7 0.685
Razón de masculinidad 87.9 92.8 97.5 0.462
Índice de intensidad migratoria 6.1 14.3 27.9 0.611

TFN1* Todos los registros de este indicador son significativos a un nivel del 0.001. La inferencia estadística del indicador se realizó utilizando el método de permutaciones (999 permutaciones).

TFN2Fuente: Elaboración propia con datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010).


Sobre la institucionalización del matrimonio y el mercado matrimonial, los datos muestran que el número de uniones consensuales alcanza cierta relevancia en varios de los municipios del país. El rango intercuartil exhibe que en la mitad de los municipios hay entre 28 y 52 mujeres en unión libre por cada 100 mujeres casadas. También, el nivel de autocorrelación espacial de este indicador, además de ser el de mayor magnitud entre los factores explicativos, denota la presencia de regímenes espaciales caracterizados por una considerable presencia de uniones libres (valores altos del indicador), y otros marcados por la preponderancia de los matrimonios (valores bajos del indicador).

Asimismo, la razón de masculinidad revela cierto desbalance entre los efectivos de hombres y mujeres jóvenes. En por lo menos tres cuartas partes de los municipios el número de hombres no iguala el número de mujeres (en dichos municipios el número de hombres por cada 100 mujeres es menor a 97.5). De igual manera, el fenómeno migratorio hacia Estados Unidos se encuentra presente en mayor o menor medida en prácticamente todos los municipios de México. En la mitad de los municipios del país el índice de intensidad migratoria, en una escala de 0 a 100, oscila entre 6.1 y 27.9. En cuanto al grado de autocorrelación espacial global, estos indicadores muestran una I de Moran alta sobre todo en el caso de la migración internacional, como era de esperarse.

Patrones espaciales

Sobre el grado de asociación espacial local, los siguientes mapas (2a, 2b, 3a, 3b, 4a y 4b) muestran la dispersión de Moran, y el cuadro 2 presenta el porcentaje de jóvenes unidos por sexo y grupo de edad, según el tipo de agrupamiento del indicador local de la I de Moran (LISA). En el caso de las mujeres, los cúmulos con proporciones altas de jóvenes en unión conyugal (en gris medio) se encuentran distribuidos ampliamente en el Norte, el Pacífico y parte del Sureste. En tales municipios, en promedio, aproximadamente una de cada cinco jóvenes de 15 a 19 años se encuentra unida, lo mismo que casi tres de cada cinco del grupo de 20 a 24, y tres de cada cuatro del grupo de edad de 25 a 29. En cambio, los cúmulos con valores bajos (gris oscuro) se localizan principalmente en las regiones Centro y Occidente. En estos municipios aproximadamente una joven de cada diez entre 15 a 19 años de edad se encuentra unida, lo mismo que prácticamente siete de cada veinte del grupo de 20 a 24 y once de cada veinte del de 25 a 29.


Cuadro 2:.

Porcentaje de jóvenes en unión conyugal por sexo y grupo de edad según el tipo de cúmulo del indicador local de la I de Moran (LISA)


  —Fuente: Elaboración propia con datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..


Mapa 2a:.

Cúmulos de la I de Moran con matriz de contigüidad tipo reina de primer orden. Porcentaje de mujeres de 15 a 19 años unidas. México, 2010*



Mapa 2b:.

Cúmulos de la I de Moran con matriz de contigüidad tipo reina de primer orden. Porcentaje de hombres de 15 a 19 años unidos. México, 2010*


  —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..


Mapa 3a:.

Cúmulos de la I de Moran con matriz de contigüidad tipo reina de primer orden. Porcentaje de mujeres de 20 a 24 años unidas. México, 2010*


  —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..


Mapa 3b:.

Cúmulos de la I de Moran con matriz de contigüidad tipo reina de primer orden. Porcentaje de hombres de 20 a 24 años unidos. México, 2010*


  —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..


Mapa 4a:.

Cúmulos de la I de Moran con matriz de contigüidad tipo reina de primer orden. Porcentaje de mujeres de 25 a 29 años unidas. México, 2010*


  —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..


Mapa 4b:.

Cúmulos de la I de Moran con matriz de contigüidad tipo reina de primer orden. Porcentaje de hombres de 25 a 29 años unidos. México, 2010*


  —* En este mapa sólo se muestran los cúmulos Altos-Altos y Bajos-Bajos por ser de mayor interés para este estudio..   —Fuente: Elaboración propia con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..

También se destaca que el número de municipios que conforman estas agrupaciones, tanto las de valores altos como las de bajos, disminuye a medida que aumenta la edad. Este comportamiento es consistente con el descenso del valor de la I de Moran global descrito anteriormente. A partir de estos resultados se puede decir que el calendario de la unión para las mujeres es temprano en el Norte, Pacífico y Sureste, y tardío en el Centro y Occidente. También es posible concluir que, a medida que aumenta la edad, las divergencias entre los municipios en términos de las proporciones de jóvenes unidos se reducen, aunque es cierto que prevalecen demarcaciones que se diferencian significativamente de su entorno.

Por otra parte, en todos los grupos de edad el número de municipios que destacan por los registros altos del porcentaje de hombres unidos es menor al de las mujeres. No obstante, los cúmulos de valores altos se ubican en algunos estados del Norte (Chihuahua, Coahuila, Nuevo León, Durango y San Luis Potosí), y en parte del Pacífico (Guerrero) y del Sureste (Chiapas y Yucatán). En ellos, las proporciones promedio de hombres unidos son menores si se les compara con las de las mujeres. En particular en el grupo de 15 a 19 años, una fracción menor a uno de cada diez se encuentra unido conyugalmente, lo mismo que nueve de cada veinte del grupo de 20 a 24 y casi tres de cada cuatro en el de 25 a 29. En cambio, los cúmulos de valores bajos se encuentran principalmente en el Noroeste (Sonora), Occidente (Jalisco y sur de Durango), Centro-Golfo y Pacífico Sur (Oaxaca). En estos municipios el porcentaje promedio es particularmente bajo en el grupo de 15 a 19 (3.9%), en tanto que en el de 20 a 24 se encuentra que una cuarta parte está unida, y en el de 25 a 29, prácticamente la mitad de los hombres se encuentran unidos.

De forma análoga al caso de las mujeres, se infiere que el calendario de la unión conyugal en el primer caso (Norte, Pacífico y Sureste) es temprano y en el segundo (Noroeste, Occidente, Centro-Golfo y Pacífico Sur), tardío. Además, con estos resultados cabría la posibilidad de preguntarse si en el noroeste la diferencia de edad entre los cónyuges (hombres más grandes que las mujeres) es mayor que en el Centro y Occidente (hombres y mujeres de edades mayores y semejantes) y que en el Sureste (hombres y mujeres de edades bajas y semejantes).

Resultados del análisis multivariado

Para estudiar el efecto de las condiciones socioeconómicas y demográficas locales sobre la fracción de jóvenes unidos, se estimaron seis modelos de regresión lineal multivariada. La variable dependiente en cada uno de los modelos es la transformación logit de la proporción de jóvenes unidos.6 Además, se controla la dimensión espacial de los errores mediante la estimación del coeficiente lambda,7 el cual muestra si efectivamente la dimensión espacial influye sobre el porcentaje de jóvenes unidos.

El cuadro 3 muestra los coeficientes estimados no estandarizados de los modelos de regresión. En todos los casos la variable sobre el nivel educativo es significativa y se comporta de acuerdo con lo esperado: al mantener el resto de los factores constantes, cuanto mayor sea la proporción de jóvenes con educación secundaria, menor será en promedio la fracción de jóvenes unidos en todos los grupos de edad analizados. En el mismo sentido operan las oportunidades laborales para las mujeres, aunque ello no es significativo en todos los casos. Sólo para explicar la proporción de mujeres unidas de 15 a 19 años y la fracción de hombres de 20 a 24 y de 25 a 29 años unidos, el porcentaje de mujeres asalariadas tiene un efecto negativo y significativo. Esto es, cuanto mayor es la proporción de mujeres jóvenes con un trabajo asalariado en el municipio, menor será en promedio la proporción de jóvenes unidos de los grupos etarios mencionados.


Cuadro 3.

Coeficientes no estandarizados de los modelos de regresión con control para la autocorrelación espacial para estimar el porcentaje de mujeres y hombres unidos (razón de momios) por grupo de edad. México, 2010


  —* p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001..   —a Las variables sobre mercado laboral se incluyeron en el modelo utilizando la transformación x -2 para asegurar el cumplimiento del supuesto de homocedasticidad. Antes de ello, se consideraron como valores atípicos los municipios sin trabajadores de 25 a 34 años asalariados (19 municipios en el caso de las mujeres y 4 en el de los hombres). En éstos, la proporción de asalariadas y asalariados que se tomó en cuenta se calculó incluyendo la información de los municipios colindantes. Los coeficientes que se presentan en el cuadro toman en cuenta dicha transformación..   —Fuente: Elaboración propia con datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010)..

También, como se esperaba, una alta presencia de uniones consensuales en los municipios favorece un incremento en la proporción de uniones en edades jóvenes (entre los 15 y los 24 años) tanto para hombres como para mujeres. De igual manera, como se anticipaba, el (des)balance del mercado matrimonial a escala municipal afecta la proporción de jóvenes unidos. Los resultados muestran de manera significativa que en todos los casos, salvo en el de los hombres unidos de 15 a 19 años, un mayor número de hombres jóvenes que de mujeres jóvenes permite esperar un incremento en el porcentaje de mujeres jóvenes unidas y, por el contrario, un menor porcentaje de hombres jóvenes unidos.

Por su parte, el índice de intensidad migratoria no siempre imprime un efecto estadísticamente significativo sobre las proporciones de mujeres unidas, sólo en el caso de la proporción de mujeres unidas de 25 a 29 años. En este caso el efecto que se observa es positivo, lo que significa que un mayor valor del índice de intensidad migratoria a Estados Unidos se traduce en un mayor porcentaje de las mujeres de 25 a 29 años unidas. En el caso de los hombres el efecto es contrario, salvo en el caso de la proporción de hombres de 20 a 24 años unidos, cuyo efecto no es significativo, y los resultados muestran que a mayor intensidad migratoria en el municipio, el porcentaje de hombres jóvenes unidos será menor.

Asimismo, la significancia estadística del parámetro lambda en todos los modelos de regresión muestra que la autocorrelación espacial en las edades de unión conyugal no se explica enteramente por la autocorrelación espacial de las características observadas en los municipios. Este resultado nos advierte sobre la presencia de otros factores no observados, como lo podrían ser elementos culturales propios de las regiones, que influyen en la edad de entrada en unión.

Consideraciones finales

En el esquema de transición a la vida adulta la entrada en unión conyugal es un evento clave por su condición reguladora y de articulación con otras experiencias que forman parte de este proceso. Además de esta centralidad, la relevancia de la unión conyugal se acentúa porque es uno de los ejes organizadores más importantes de una sociedad. En México, la dinámica nupcial gozó de cierta estabilidad hasta hace unas décadas; en la actualidad las uniones legales y las consensuales comparten espacio en todos los estratos sociales, y las disoluciones no sólo se deben a la muerte de uno de los cónyuges. Esta configuración de la nupcialidad en el ámbito nacional presenta varios matices en una escala subnacional. Con el fin de destacar algunas de estas singularidades, el propósito principal de esta investigación fue describir y analizar la variación espacial del calendario y la intensidad de las uniones conyugales de la población joven. Para identificar la manera como influyen la desigualdad regional y la heterogeneidad cultural sobre la asunción de roles adultos vista a través de la entrada en unión, en la estructura de los resultados primero se consideró un análisis descriptivo y del grado de asociación espacial global de las variables seleccionadas en el estudio; después se expusieron los patrones espaciales basados en el grado de asociación espacial local, y por último se examinaron los coeficientes de los modelos de regresión ajustados con control para la autocorrelación espacial.

Entre los hallazgos destaca que si bien el calendario de la unión es más temprano para las mujeres que para los hombres, el rápido incremento de la proporción de uniones después de los 20 años de edad hace que la intensidad del evento sea muy parecida entre los dos sexos al término de dicho decenio. Además se observó cierta asociación espacial entre los municipios con proporciones semejantes de jóvenes unidos, la cual tiende a disminuir conforme aumenta la edad. Esto es atribuible a que al aumentar la intensidad de las uniones en las edades tardías, el número de municipios con proporciones de uniones muy diferentes al promedio es menor. En específico, para el caso de las mujeres, la espacialidad de la unión conyugal muestra cúmulos de municipios de proporciones altas en todos los grupos etarios en el Norte y el Pacífico Sur, y de proporciones bajas en el Occidente y parte del Centro. En el caso de los hombres, destacan algunos municipios del Noroeste y del Occidente por sus bajas proporciones de uniones, y altas proporciones en edades tempranas en el Norte y en todos los grupos de edad en el Pacífico Sur. En el resto del país, tanto para hombres como para mujeres, el porcentaje de jóvenes unidos no se distingue en mayor grado del promedio nacional.

En cuanto a los modelos de regresión con control de la dimensión espacial, los resultados muestran que las condiciones de escolaridad y de trabajo asalariado de las mujeres mantienen una relación inversa con las proporciones de uniones: mientras mayores sean las oportunidades escolares y laborales en los municipios, menor será la fracción de jóvenes unidos. En los modelos también destaca el efecto de la desinstitucionalización del matrimonio. Los resultados muestran que una mayor presencia de uniones consensuales se asocia con un aumento de la proporción de uniones conyugales en las edades tempranas. Igualmente, la razón de masculinidad y la migración internacional guardan cierta asociación con la intensidad de las uniones. El balance o desbalance de los mercados matrimoniales locales se ve reflejado en una mayor o menor proporción de jóvenes en unión conyugal.

De esta forma, el calendario e intensidad de la entrada en unión conyugal dibuja patrones espaciales diferenciados en el territorio nacional. Los matices se asocian con las distintas tonalidades de los contextos socioeconómicos y demográficos locales. Estos resultados, junto con el papel que tiene la unión conyugal en la estructuración y organización de los itinerarios de vida de las personas, permiten suponer que en el país los jóvenes pasan a socializar entre adultos de formas distintas. Además, es posible esperar que la diversidad de procesos de transición a la vida adulta deje su impronta en el territorio mediante zonas geográficas que se caractericen por la variedad de momentos de inicio y por lo dilatado o acelerado de los procesos de transición.

Por último, existen ciertas condiciones que han sido impuestas sobre la investigación (e.g., considerar como vecinos a los municipios contiguos para calcular la autocorrelación espacial y local) que bien pudieron ser diferentes. En este sentido, y en una primera aproximación, se lograron obtener resultados que abren la puerta a conocer más sobre la dinámica nupcial y el lugar que ocupa dentro del proceso de transición a la vida adulta. Como una idea para una próxima investigación, queda abierta la posibilidad de incluir nuevas formas de definir los vecindarios para cada municipio. Por ejemplo, considerando que la influencia de uno puede disminuir a medida que nos alejamos de éste, o que haya influencia de un mayor número de vecinos. Otra cuestión de interés en cuanto a la autocorrelación espacial es la relación que guarda la proporción de uniones conyugales de un sexo en términos del otro. Lo presentado aquí únicamente estudia la relación que existe entre los municipios vecinos, pero no explora las posibles dependencias de un sexo sobre el otro dentro del mismo espacio geográfico. Existe la posibilidad de realizar un análisis bivariado de las estadísticas locales que pueden proporcionar información interesante en esta dirección.





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Notas al pie:

1.

fn1La región Pacífico Sur, Golfo y Noroeste están integradas por los estados de Baja California, Baja California Sur, Sonora, Sinaloa, Nayarit, Guerrero, Oaxaca, Chiapas, Veracruz y Tabasco; la Noreste, Sudeste, Centro y Norte, por: Chihuahua, Coahuila, Nuevo León, Tamaulipas, Durango, Zacatecas, San Luis Potosí, Querétaro, Hidalgo, Estado de México, Ciudad de México, Morelos, Tlaxcala y Puebla; la Occidente por: Jalisco, Aguascalientes, Guanajuato y Michoacán.

2.

fn2Estimación propia del SMAM (Hajnal, 1953) con base en los datos del Censo de Población y Vivienda 2010 (INEGI, 2010).

3.

fn3Las cohortes antiguas con y sin empleo tenían la misma probabilidad de entrar en unión.

4.

fn4La consulta interactiva de datos se realizó el 18 de octubre de 2014.

5.

fn5El valor del índice está en el rango entre -1 y 1. Los valores positivos (negativos) de la I de Moran son indicativos de autocorrelación espacial positiva (negativa).

6.

fn6En algunos municipios no fue posible calcular la transformación logit. Esto se debe a que hay municipios donde no hay jóvenes en cierto grupo de edad, o si los hay, ninguno está unido o todos están unidos. En estos casos el valor logit imputado se obtuvo incluyendo la información de los municipios colindantes en el cálculo. Esto se realizó en 85 municipios para los hombres del grupo de 15 a 19 años y en 13 para las mujeres del mismo grupo etario; en el caso del grupo de 20 a 24 años el procedimiento se realizó en 9 municipios para los hombres y en uno para las mujeres; en el caso del grupo etario de 25 a 29 años la imputación se hizo en 3 municipios para los hombres y en 4 para las mujeres. El total de municipios con al menos una intervención es 92 y se localizan en Oaxaca, Sonora y Puebla.

7.

fn7El diagnóstico de dependencia espacial de todos los modelos sugiere que se debe controlar en cada uno la dimensión espacial de los errores (en los seis modelos sólo el multiplicador robusto de Lagrange del error fue significativo).


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