X Congreso Español de Sociología Grupo 26. Sociología de la Población y Demografía

Pamplona, 1-3 de julio de 2010

La infecundidad voluntaria en España a finales de los 2000: una primera aproximación

Marta Seiz

Instituto de Economía, Geografía y Demografía (IEGD – CSIC) marta.seiz@cchs.csic.es;

CEACS, Instituto Juan March

mseiz@march.es RESUMEN El objetivo de este trabajo es arrojar luz sobre los determinantes que parecen más relevantes para explicar la infecundidad voluntaria en la sociedad española contemporánea. Como punto de partida se toma la posible influencia de tres grupos de variables de constatada importancia para el comportamiento reproductivo de las mujeres. Por un lado, se estudia el peso de circunstancias individuales desfavorables a la maternidad o a la conciliación de ésta con la vida laboral. Por otro, se consideran las particulares características del contexto español en lo que se refiere a la transición a la vida adulta, estimándose la influencia sobre la infecundidad voluntaria de un retraso en la emancipación y la formación de la pareja. Por último, se investiga la importancia de valores y actitudes personales en relación a la familia y el trabajo. A efectos de estimar la importancia de los distintos factores, se realiza un análisis de regresión logística basado en datos transversales de la Encuesta sobre Fecundidad y Valores del CIS (2006); sobre una muestra de 2645 mujeres entre los 36 y los 50 años. Los resultados sugieren que en la decisión de renunciar a la maternidad parecen influir fundamentalmente, además del nivel educativo, la edad y el estado civil, el hecho de no haber convivido nunca en pareja, la edad de emancipación del hogar de origen, y la negativa de la pareja a tener descendencia; cobrando este último factor una particular relevancia frente a los demás.

INTRODUCCIÓN

En las últimas décadas, numerosos países europeos han experimentado un descenso

importante de la fecundidad, llegando algunos a alcanzar una tasa notablemente inferior

al nivel de reemplazo (Kohler et al., 2002). La rapidez y la magnitud de dicha

transformación han sido especialmente significativas en España, que llegó a registrar

niveles por debajo de 1,2 hijos por mujer a finales de los años noventa (Delgado et al.,

2006). A pesar de una inversión gradual de la tendencia en años recientes, las tasas

registradas – que ascendían a 1, 46 hijos por mujer en 2008 (INE, 2010) – todavía están

lejos de poder garantizar el reemplazo generacional, para el cual se consideran

necesarias cifras iguales o superiores a 2,1 hijos. Como se ha señalado, entre los

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diversos factores que han propiciado este escenario se encuentra un aumento de la edad

media a la primera maternidad (Ortega y Kohler, 2001; Bernardi y Requena, 2003;

Delgado et al., 2006), relacionado, a su vez, con características de los mercados de

trabajo e inmobiliarios poco favorables a la estabilidad laboral, la emancipación de los

jóvenes y la formación de la pareja (Garrido y Requena, 1996; Baizán, 2001; Consejo

Económico y Social 2002; Requena, 2002). Dado que el paso del tiempo implica una

pérdida gradual de la capacidad reproductora – particularmente acentuada a partir de los

35 años y, sobre todo, entre los 40 y los 44 años – (Delgado et al., 2006), el retraso de la

maternidad no sólo ha traído consigo un descenso de las tasas medias de fecundidad,

sino también un número creciente de mujeres que permanecen infecundas (Bernardi y

Requena, 2003; González y Jurado-Guerrero, 2006). Una tendencia similar en este

último respecto se ha observado también en otros países de Europa occidental

(Gillespie, 2000; Hakim, 2000; Tanturri y Mencarini, 2008).

A la transformación mencionada se une otra de no menor importancia y también

característica de las últimas décadas: la creciente disociación entre actividad sexual,

vida en pareja, matrimonio y reproducción (Delgado, 1993; Castro Martín, 2007). Este

fenómeno no sólo está relacionado con el desarrollo de los métodos anticonceptivos, el

cual ha posibilitado un control cada vez mayor de la fecundidad por parte de los

individuos (Hakim, 2000; Ruiz-Salguero, 2001), sino también con un cambio sustancial

en términos ideológicos que se traduce en una mayor aceptación social de la libertad

individual a la hora de tomar decisiones sobre la descendencia (Alberdi, 1999).

En este contexto, y teniendo en cuenta que las parejas sin hijos han aumentado

significativamente hasta constituir uno de los nuevos modelos de familia (Delgado,

1993), la infecundidad voluntaria cobra importancia como una de las posibles

manifestaciones de las nuevas corrientes de cambio en torno a la formación de la familia

en España. Por otra parte, dado que existen relativamente pocos trabajos al respecto

(como excepciones, véanse Pérez-Muñoz, 1995; MacInnes, 2006), se configura también

como objeto de estudio que convendría intentar entender en mayor grado. Una de las

cuestiones cruciales que se plantean es la siguiente: ¿hasta qué punto va ligada este tipo

de infecundidad fundamentalmente a preferencias, valores y características individuales

y en qué medida es consecuencia – como para algunos lo es la infecundidad involuntaria

a través de un aplazamiento significativo de la maternidad – de constreñimientos de

índole material, socioeconómica y laboral como los anteriormente mencionados? Dicho

2

en otros términos: ¿qué papel juega, a día de hoy, cada uno de estos grupos de variables

en la decisión de algunas mujeres españolas de no tener descendencia?

MARCO TEÓRICO E INVESTIGACIONES ANTERIORES

Las contribuciones académicas relativas al fenómeno de la infecundidad voluntaria han

sido, hasta la fecha, comparativamente escasas. Con todo, a partir de la década de los

setenta y en paralelo al creciente interés por los nuevos modelos de familia empezaron a

surgir estudios en torno a esta cuestión (Veevers, 1973; Houseknecht, 1977; 1978;

1982; Bloom & Pebley, 1982; Campbell, 1985; Bartlett, 1994; McAllister y Clarke,

1998; Gillespie, 1999; 2000; 2003; Park, 2005; Tanturri y Mencarini, 2008). Además de

poner de manifiesto una mayor frecuencia de este tipo de infecundidad en países

occidentales, varios de estos trabajos han analizado sus determinantes tanto a nivel

social como individual.

Al primer respecto, se ha hecho particular hincapié en la ya mencionada importancia

de los avances científicos en el terreno de la anticoncepción, así como de las mayores

oportunidades en materia de educación y de la creciente incorporación femenina a los

mercados de trabajo (Park, 2005). Se ha señalado, asimismo, que los cambios culturales

que han tenido lugar en las sociedades occidentales afectando a la concepción de la

familia y del papel de la mujer también pueden haber ejercido una influencia

significativa en este sentido. Como se ha apuntado, las relaciones de pareja han pasado

de sustentarse en motivos tradicionales como la procreación y la crianza de los hijos a

basarse en otros muy diferentes como la libertad de elección y los beneficios

individuales derivados de la relación en cuestión (Alberdi,1999; Gillespie, 1999). Del

mismo modo, se ha producido una relajación de las normas sociales que hacían de la

maternidad y la dedicación familiar el papel fundamental de la mujer; lo que se

considera ha facilitado, junto a otros factores como los arriba expuestos, la toma de

decisiones muy diversas respecto a la propia fecundidad y estilo de vida (Hakim, 2000;

Park, 2005; Tanturri y Mencarini, 2008).

En el plano individual, se ha observado en estudios sobre otros países occidentales

que determinadas características de las mujeres se asocian significativamente con una

mayor probabilidad de que éstas decidan no tener descendencia. En primer lugar, cabe

destacar la relevancia del nivel educativo y el estatus ocupacional. Se ha constatado que

la infecundidad voluntaria es más frecuente entre mujeres con un nivel educativo alto,

3

así como entre aquéllas que desempeñan empleos bien remunerados y de elevada

cualificación (Bloom y Pebley, 1982; Gillespie, 1999; Hakim, 2000; MacInnes, 2006).

Nada de esto resulta especialmente sorprendente, dado que la maternidad supondría

unos costes de oportunidad en el mercado de trabajo mayores para aquéllas mujeres con

un nivel educativo superior (Heaton et.al., 1999; Tanturri y Mencarini, 2008) y lo

mismo cabría esperar para aquéllas con empleos más cualificados, mejor retribuidos,

más estables o de mayor calidad en cualquier otro sentido. Por lo demás, la decisión de

no tener hijos también parece más común entre las mujeres que residen en áreas urbanas

(Hakim, 2000; MacInnes, 2006). En lo que respecta al estado civil, la tendencia no está

clara: hay autores que señalan una mayor prevalencia de la infecundidad voluntaria

entre mujeres no casadas (Jacobson y Heaton, 1991); otros que encuentran evidencia del

fenómeno en la misma proporción entre solteras y casadas (Gillespie, 1999), y otros que

resaltan la menor probabilidad por parte de los que eligen esta opción reproductiva de

estar o haber estado en una pareja (MacInnes, 2006).

Con todo, y a pesar de que la tendencia a la infecundidad voluntaria aparentemente

ha ido en aumento en las sociedades postindustriales, es preciso tener presente que sigue

tratándose de un comportamiento minoritario; cuya frecuencia no se corresponde con la

proporción en la que han aumentado las oportunidades educativas y laborales para la

mujer (Toulemon, 1996; Gillespie, 2003; Park, 2005) ni, en el caso español, con la

evolución de los patrones generales de la población respecto al número ideal de hijos

(Meil, 2001). Cabe pues preguntarse por qué un reducido grupo de mujeres con las

características arriba descritas toma la decisión consciente y definitiva de no tener hijos

mientras que la mayor parte no lo hacen. Hakim (2000; 2003) ofrece una posible

explicación a tales diferencias. Según el marco teórico que propone, lo que subyace a la

variedad de elecciones de las mujeres en materia de trayectorias laborales, fecundidad y

estilos de vida es la diversidad de preferencias que pueden materializarse en las

sociedades postindustriales gracias a las profundas transformaciones de las últimas

décadas. De esta manera, las prioridades y valores personales de las mujeres,

especialmente aquéllos relacionados con el trabajo remunerado y la familia, estarían en

el centro de la cuestión.

A nivel empírico, existe cierta evidencia en apoyo de esta teoría por lo que respecta a

la infecundidad voluntaria. En trabajos basados tanto en encuestas como en entrevistas

en profundidad, dicho fenómeno se ha asociado a la renuncia explícita a perder la

autonomía, las ventajas económicas y el estilo de vida característicos de una vida sin

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hijos; a la preferencia por el desarrollo de una carrera profesional frente a la vida

familiar; a la concesión de la prioridad a la relación de pareja frente a la maternidad; e

incluso al rechazo abierto de esta última y de las responsabilidades relacionadas con ella

(Houseknecht, 1987; Gillespie, 1999; Hakim, 2000; 2003; Park, 2005). Se ha

observado además que las mujeres que optan por no tener descendencia suelen tener

valores menos tradicionales (Baber y Dreyer, 1986; Burman y De Anda, 1986) y ser

religiosas en menor medida (Heaton et.al., 1992; Tanturri y Mencarini, 2008).

BARRERAS CONTEXTUALES A LA MATERNIDAD: SU POSIBLE PAPEL EN

LA INFECUNDIDAD VOLUNTARIA

Si bien la teoría de las preferencias parece apropiada para entender por qué algunas

mujeres optan por no tener hijos en absoluto, cabe plantearse en qué medida tienen

también importancia otros motivos menos explorados en la literatura que las actitudes

personales. Una de las críticas más habituales al modelo teórico de Hakim se dirige

precisamente contra el supuesto de que todas las mujeres en las sociedades avanzadas

tienen amplias posibilidades de conformar su trayectoria vital de acuerdo con sus

preferencias y valores, independientemente del contexto en el que se hallen inmersas

(Crompton y Harris, 1998). Al fin y al cabo, las preferencias no están exclusivamente

guiadas por actitudes y valores personales; así como tampoco surgen y se materializan

en un vacío. Las consideraciones y constreñimientos de carácter contextual influyen de

manera decisiva en los cálculos racionales que realizan los individuos con respecto a su

estilo de vida y, por extensión, a su fecundidad presente y futura; de lo que da fe la

abundante literatura empírica sobre los condicionantes socioeconómicos de la misma

(Liefbroer y Corijn, 1999; Kohler et. al., 2002; Bernardi, 2003; Bernardi y Requena,

2003; Billari y Kohler, 2004; Baizán, 2006).

Dado que en España la renuncia voluntaria a la descendencia no parece estar

particularmente extendida como valor – el déficit de natalidad con respecto al número

ideal de hijos es particularmente grande entre las mujeres que sólo han tenido uno o que

no han tenido ninguno (Meil, 2001; Bernardi y Requena, 2003) – cabe imaginar que la

infecundidad voluntaria podría tener mucho que ver con variables socioeconómicas que

para otras mujeres propician un descenso de las tasas de fecundidad y un retraso de la

maternidad. En último término, sin embargo, ésta es una cuestión empírica que

permanece hasta la fecha por explorar.

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En los últimos años se han identificado varios factores de índole socioeconómica

característicos del contexto español reciente y asociados con la baja fecundidad y el

retraso de la maternidad propios de éste. Entre ellos se encuentra, en primer lugar, la

falta de seguridad en el terreno laboral (Alberdi, 1999). Las dificultades de acceso al

mercado de trabajo por parte de los jóvenes y las elevadas tasas de temporalidad y

empleo precario generan, por un lado, una incertidumbre que puede llevar al

aplazamiento de la descendencia o incluso a la renuncia a la misma. Por otro, tienen

también un efecto indirecto al propiciar el retraso de la emancipación y de la formación

de uniones; fenómenos que en sí mismos ejercen una influencia significativa sobre el

número de nacimientos y el momento en el que se producen (Kohler et.al., 2002). Las

consecuencias de la precariedad laboral en términos de fecundidad parecen

particularmente importantes cuando ésta afecta a los dos miembros de la pareja, en el

caso de haberla (Baizán, 2006). Paralelamente, las dificultades de acceso a la vivienda

tienen un efecto similar al anteriormente mencionado en lo que se refiere al abandono

del hogar paterno y la nupcialidad, incidiendo también de esta forma en las decisiones

relativas a la reproducción (Delgado y Livi-Bacci, 1992; Garrido y Requena, 1996;

Delgado y Castro Martín, 1998).

La pregunta clave que no se ha abordado en trabajos anteriores es si tales factores,

además de afectar al número y al momento de los nacimientos en España, también

ejercen una influencia significativa sobre la decisión de no tener hijos en absoluto.

Cabría suponer que unas perspectivas económicas marcadas por la inestabilidad podrían

propiciar el renunciar a la descendencia; particularmente en un contexto de

emancipación o nupcialidad tardía en el que el tiempo disponible para alcanzar una

posición más favorable a la maternidad, dados los límites biológicos para la misma,

fuera reducido. Existen muy pocas contribuciones empíricas que hayan explorado

directamente estas cuestiones en relación a la infecundidad voluntaria. En Italia se ha

observado que el grado de precariedad laboral de las mujeres influye sobre la

probabilidad de infecundidad voluntaria; si bien el estatus ocupacional de la pareja no

parece tener una particular importancia en este sentido (Tanturri y Mencarini, 2008).

Por lo demás, persiste un vacío en la literatura con respecto a esta dimensión de la

infecundidad que hace interesante un análisis, aunque sea preliminar y exploratorio, del

caso español. Éste, más allá de la relevancia que pueda tener en sí mismo, también

puede aportar nuevo conocimiento sobre las consecuencias de las particulares

circunstancias socioeconómicas que afectan a los adultos jóvenes en el sur de Europa.

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Otro posible aspecto característico de esta región, con consecuencias constatadas en

términos de fecundidad, y que podría incidir sobre la infecundidad voluntaria de las

mujeres es la dificultad de combinar la maternidad con una carrera profesional. De

hecho, existe evidencia empírica que sugiere que las dificultades de conciliación

representan el mayor obstáculo a la hora de decidir tener el primer hijo; especialmente

para aquellas mujeres con un nivel educativo más elevado (Bernardi y Requena, 2003).

En el contexto español, en el que el mercado laboral y las instituciones públicas ofrecen

un apoyo muy escaso a la familia, y en el que el reparto igualitario de tareas domésticas

dista mucho de ser una realidad generalizada, esta variable también se ha identificado

como una de las que más pueden influir en la decisión de posponer la maternidad o de

tener un menor número de hijos (Alberdi, 1999; Esping-Andersen, 1999; Baizán, 2006).

Se ha planteado que un bajo grado de implicación masculina en las tareas domésticas y

de cuidado podría traducirse en una postergación de la concepción del primer hijo

(Bernardi y Requena, 2003). Cabe preguntarse, del mismo modo, si es o no

determinante a la hora de decidir renunciar por completo a la maternidad.

En resumen, en vista de lo poco que se conoce sobre los determinantes de la

infecundidad voluntaria en España, parece relevante analizar el peso de diferentes

variables sobre la decisión de no tener descendencia. En consecuencia, en secciones

sucesivas y partiendo del análisis previo de la literatura existente sobre diversas

dimensiones de las decisiones de fecundidad de las mujeres, se examinará la

importancia de los siguientes grupos de factores:

i) características sociodemográficas individuales que potencialmente impliquen para

la mujer un elevado coste de la maternidad o sean difícilmente compaginables con

ésta; relacionadas tanto con el nivel educativo y la posición en el mercado de

trabajo como con posibles dificultades de conciliación de la vida familiar y laboral.

ii) características del curso de vida individual asociadas al particular contexto

español en lo referente a la transición a la vida adulta y la formación de la propia

familia; en concreto las relacionadas con la emancipación respecto del hogar de

origen y el inicio de la convivencia en pareja.

iii) valores y actitudes personales en relación a los roles de género, la familia y el

trabajo.

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Los dos primeros grupos podrían conformar, en realidad, una sola categoría como

determinantes socioeconómicos relacionados con unas realidades estructurales muy

concretas: un contexto poco propicio a la autonomía y la estabilidad económica para los

adultos jóvenes; unas oportunidades educativas y laborales para la mujer muy diferentes

de las propias de décadas anteriores; un apoyo institucional a la maternidad

evidentemente deficitario; y una prevalencia todavía relativamente elevada de roles

tradicionales en el ámbito doméstico. El último grupo de variables, sin embargo, tiene

que ver con características estrictamente personales y actitudinales. Esto no excluye,

evidentemente, que éstas puedan verse influidas por el contexto social en el que

emergen; pero no son, en último término, el resultado de constreñimientos o incentivos

estructurales. Al fin y al cabo, como se ha apuntado, los valores poseen una dinámica

propia que no se puede deducir directamente de factores de índole estructural o

económica (Lesthaegue, 1995).

Debido a estas diferencias en su naturaleza, resulta particularmente interesante

analizar la importancia relativa del primer tipo de variables frente al segundo. En la

literatura previa sobre mujeres que optan por la infecundidad se ha planteado una

distinción entre elecciones activas y elecciones más pasivas (Gillespie, 19999) que

podría ser relevante en este sentido; al diferenciar entre decisiones basadas en motivos

puramente individuales y aquéllas influidas por circunstancias o personas externas. La

importancia de tener presente esta distinción radica en la dificultad de distinguir muchas

veces, en la práctica, entre elección y constreñimiento (Bloom y Pebley, 1982; Tanturri

y Mencarini, 2008). Si resultara, por ejemplo, que factores relacionados con barreras

estructurales explicaran sustancialmente la renuncia de algunas mujeres a tener hijos en

España, por encima de valores y actitudes personales, podría ser pertinente una

discusión sobre hasta qué punto la infecundidad voluntaria, salvo casos excepcionales,

es tal.

MÉTODO Y MATERIAL

La importancia de los distintos tipos de variables expuestos en la sección anterior se

analiza partiendo de una muestra de 2645 mujeres entre los 36 y los 50 años procedente

de la encuesta “Fecundidad y Valores en la España del Siglo XXI” (CIS, 2006). Los

motivos para centrarse en mujeres en esta franja de edad son varios. El límite superior

responde a la necesidad de incluir mujeres que hayan tomado sus decisiones

reproductivas en un periodo relativamente reciente; debido al interés en las variables

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relacionadas con el contexto propio de las últimas décadas. Al mismo tiempo, el

propósito es maximizar el número de mujeres que estén en una etapa cercana al final de

su vida fértil, con el fin de que la decisión de tener o no tener descendencia, que

constituye la variable dependiente del estudio, sea lo más definitiva posible. De otro

modo, se correría el riesgo de considerar como un fenómeno permanente

manifestaciones transitorias de infecundidad voluntaria que probablemente no sean

infrecuentes entre mujeres jóvenes y que poco o nada tienen que ver con la decisión

final de renunciar a la descendencia. Se ha constatado al respecto que los planes

reproductivos originales rara vez se cumplen (MacIness, 2006), por lo que resulta más

apropiado, para conseguir un mayor grado de rigor y validez interna, centrarse

primeramente en mujeres que hayan completado o estén relativamente cercanas a

completar su etapa reproductiva. Se suele considerar que las mujeres con edades

comprendidas en el rango arriba citado cumplen con este requisito, si bien aquéllas con

un nivel educativo más elevado, que tienden a tener su primer hijo a una edad más

tardía, podrían constituir una excepción (Bernardi y Requena, 2003). En cualquier caso,

elevar el límite inferior de edad de la muestra a edades en las que prácticamente ninguna

mujer tiene hijos supondría reducir excesivamente la misma; lo que resultaría

problemático teniendo en cuenta, a su vez, el carácter excepcional y en términos

cuantitativos muy reducido del fenómeno que se pretende explicar.

Precisamente por lo poco habitual de la infecundidad voluntaria, no obstante, se

realiza también un segundo análisis con una muestra algo más extensa – mujeres de 25 a

50 años – con el fin de aumentar el número de mujeres que presentan esta característica

y así comprobar la robustez de los resultados obtenidos mediante el análisis del primer

grupo. El criterio de delimitación de la muestra es, en este caso, el propuesto por

MacInnes (2006), según el cual las personas que no han tenido hijos y no tienen planes

de tenerlos en el futuro podrían potencialmente considerarse sujetos que optan de forma

voluntaria por la infecundidad permanente (potentially permanently childless). Siempre

existe la posibilidad del arrepentimiento – nada infrecuente, por otra parte (Heaton

et.al., 1999; MacInnes, 2006) –, pero el proceder de esta manera nos permitirá ver hasta

qué punto los resultados se alteran o no al ampliar la muestra. Evidentemente, a la hora

de interpretarlos será necesario tener presente que se trata de una población ligeramente

distinta de la anterior en sus franjas de edad inferiores. No obstante, este segundo

análisis también resulta interesante precisamente por este motivo; ya que permitirá ver

si al incluir mujeres más jóvenes que aún están muy lejos del fin de su etapa fértil – y

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que, por tanto, ni han dispuesto del mismo tiempo que otras mayores para fundamentar

su decisión, ni necesariamente la asumen como definitiva en la misma medida – cambia

el tipo de variables significativamente asociadas con la infecundidad voluntaria.

Como técnica principal de análisis de datos se emplea un modelo de regresión

logística binomial, debido a la naturaleza cualitativa y dicotómica de la variable

dependiente. Ésta última se operacionaliza considerando como voluntariamente

infecundas a las mujeres que reúnen, al mismo tiempo, los siguientes requisitos: no han

sido nunca madres de un niño que naciera vivo; no han adoptado nunca; no han acogido

nunca a un niño temporalmente; no han estado ni están embarazadas; no han recurrido

nunca a técnicas de Reproducción Asistida; y no desean tener hijos en el futuro. El

análisis se realiza en varias etapas; incorporándose gradualmente al modelo de regresión

cada uno de los tres grupos de factores expuestos en la sección anterior. De esta manera

se generan tres modelos distintos que podrían recibir el nombre de “modelos base”;

sobre los que se trabajará para examinar las dos muestras y para comprobar hasta qué

punto varían significativamente los resultados en función del número y el tipo de

variables que se integren en el análisis.

En primer lugar, se introducen como variables explicativas una serie de

circunstancias individuales potencialmente asociadas con un elevado coste para la mujer

de la maternidad o difícilmente compaginables con ésta. A tal efecto se estudia la

influencia sobre la probabilidad de infecundidad voluntaria de un nivel educativo

elevado; del hecho de participar en el mercado de trabajo frente a no hacerlo; de

desempeñar un empleo con un nivel de cualificación muy alto; de la estabilidad del

contrato laboral; y de una intensa dedicación temporal al trabajo, teniéndose en cuenta

tanto las características de las mujeres estudiadas como aquéllas de sus parejas.

También se examina el posible impacto de la distancia percibida entre el propio ideal y

la práctica en términos de reparto de tareas dentro del ámbito doméstico; a falta de datos

sobre la distribución real del trabajo de las parejas en este sentido. Como variables de

control en este primer paso del análisis empírico se incluyen la edad, el estado civil (si

la mujer está o no casada) y el deseo explícito por parte de la pareja de no tener ningún

hijo.

Una vez analizado, este primer modelo base da lugar a uno nuevo mediante la

introducción en el mismo del segundo grupo de variables. Éste último gira en torno a lo

tardío de las transiciones a la vida adulta – entendida en términos de autonomía

económica y formación del propio hogar – en el contexto español. Concretamente, se

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analiza la posible influencia sobre la infecundidad voluntaria de cuatro factores que

ejercen un efecto negativo comprobado sobre otras decisiones de fecundidad: la

situación de emancipación con respecto al hogar de origen frente a la permanencia en

éste; la edad a la que se produce, en su caso, la emancipación1; el hecho de haber

convivido o no en pareja alguna vez; y la edad de inicio de dicha convivencia si ha

tenido lugar.

En un primer momento, se observa qué resultados se obtienen incluyendo en el

modelo todas las variables; tanto las del paso previo como las nuevas. A continuación se

prueba a eliminar del segundo modelo base aquéllas que no hayan alcanzado

significación estadística en el primero; habiéndose establecido un nivel de confianza del

95%. La razón para proceder de esta manera es la conveniencia de reducir en lo posible

el número de variables que se incluirán en el modelo de regresión final; debido a las

características de la muestra y de la variable dependiente. En este sentido, se parte de la

recomendación general de disponer, por cada variable explicativa incluida en el modelo,

de un mínimo de 10 eventos correspondientes a la variable dependiente con menor

representación (Peduzzi et al., 1996)2. No obstante, como existe discusión acerca de si

la aplicación de esta regla puede resultar innecesariamente restrictiva (Vittinghoff y

McCulloch, 2006), se estudia también qué resultados se obtienen recurriendo a una

solución intermedia – la eliminación exclusiva de las variables que en modelos

anteriores hayan tenido un nivel de significación superior a 0,25. Este umbral se fija

partiendo del criterio preliminar de selección de variables de Hosmer y Lemeshow

(1989), según el cual en un análisis multivariante se introducirían aquellas variables que

en un análisis bivariante previo hubieran presentado un p-valor inferior o igual a dicha

cifra.3

1 Con el fin de poder incorporar esta variable y la anterior al mismo análisis y evitar, simultáneamente, la pérdida de casos que supondría el considerar exclusivamente a aquellas mujeres que se han emancipado se incluye también en la variable “edad de emancipación” a aquéllas que no han abandonado el hogar de origen, asignándoles el valor más elevado posible (concretamente, el correspondiente a su edad + 1). Por razones similares se procede del mismo modo con las mujeres que aún no han iniciado la convivencia en pareja cuando se codifica la variable que recoge la edad de la misma. 2 En el caso de este trabajo, la categoría de la variable dependiente con menor representación es precisamente la correspondiente a las mujeres voluntariamente infecundas. Hay que tener en cuenta que en la primera muestra analizada sólo cabe clasificar como tales a 132 mujeres; ascendiendo la cifra a 190 en el caso de la segunda. Esto haría aconsejable, en caso de seguir estrictamente el criterio de Peduzzi et al. (1996), no introducir más de 13 variables en los modelos realizados a partir de la primera muestra y no más de 19 en los analizados a partir de la segunda. 3 Aquí no se recurre a dicha técnica de selección de variables en su forma original; ya que en el análisis bivariante prácticamente todas resultan significativas o muestran un p-valor inferior a 0,25 cuando se mide su asociación con la variable dependiente. Lo que se hace, en su lugar, es tomar el umbral de

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Realizados todos estos pasos con el segundo modelo, se procede, por último, a la etapa

final del análisis; en una secuencia similar a la seguida en la fase anterior. En primer

lugar, se toma el segundo modelo en su forma original – es decir, sin eliminar ninguna

variable; ni siquiera aquéllas procedentes del primero que no hubieran sido

significativas en el mismo – y se le añaden las nuevas correspondientes al tercer grupo

de posibles explicaciones de la infecundidad voluntaria; centrado en valores y actitudes

personales. A tal efecto se incluye, para empezar, una variable binaria que pretende

recoger si la mujer tiene actitudes poco tradicionales respecto a las instituciones

familiares. Ésta está basada en el grado de acuerdo expresado por las encuestadas

respecto a la afirmación “el matrimonio es una institución anticuada” – quienes

declaran estar muy de acuerdo o bastante de acuerdo con dicha afirmación son

consideradas poco tradicionales. También se incorpora al modelo una variable que

recoge si las encuestadas muestran o no un elevado grado de orientación o compromiso

– entendido en términos actitudinales – hacia el trabajo remunerado. Ésta se construye,

a su vez, a partir de una variable original sobre el tipo ideal de reparto de tareas y

responsabilidades familiares que las encuestadas elegirían si pudieran. Aquellas mujeres

que se dedicarían exclusivamente a trabajar trasladando a su pareja toda la

responsabilidad sobre el cuidado de la casa y de los hijos; aquéllas que declaran preferir

un reparto en el que la mujer desempeña un empleo con mayor dedicación que el del

hombre; y quienes optan por un reparto de tareas estrictamente igualitario4 se clasifican

como mujeres con un alto grado de orientación hacia el trabajo remunerado. Si bien se

podría argumentar que esta variable no sólo captura la concesión de un elevado grado de

prioridad al trabajo frente a la familia sino también la actitud inversa, se incluye

asimismo una variable adicional sobre la actitud de las encuestadas hacia la familia.

Más concretamente, se analiza si una particular inclinación hacia la misma, reflejada en

la creencia de que convendría dar más importancia a la vida familiar en el futuro,

influye significativamente sobre la probabilidad de infecundidad voluntaria. Por último,

como controles adicionales en este modelo se introducen una variable dicotómica sobre

Hosmer y Lemeshow como criterio de eliminación de las variables que no han mostrado un grado de asociación significativo en un modelo multivariante previo. 4 La inclusión de este último factor en dicha categoría viene dada por las grandes dificultades de conciliación de la vida familiar y laboral características de la sociedad española contemporánea y particularmente de su mercado de trabajo. Parece razonable asumir que las mujeres que pese a la magnitud de las mismas eligen – como ideal – una dedicación laboral tan intensa como la de sus parejas valoran en grado elevado el trabajo remunerado.

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la religiosidad de las mujeres y otra que refleja si las encuestadas consideran o no que

tener hijos supone un obstáculo para la vida profesional de la mujer.

Una vez construido y analizado este tercer modelo base se procede, como en el caso

del segundo, a reducir el número de variables que lo componen. De nuevo se observa

qué sucede con los resultados si se es lo más restrictivo posible; es decir, si se eliminan

para empezar aquellas variables que no han mostrado significación estadística en

ninguno de los dos primeros modelos base; en caso de estar incluidas en ambos. A

continuación se relaja algo esta restricción incluyéndose en el análisis también los

factores que en alguno de los modelos, aún no siendo significativos en ninguno de ellos,

mostraran un p-valor inferior o igual a 0,25.

Es preciso señalar, finalmente, que todos los pasos se realizan por igual para cada

una de las dos muestras analizadas. Además se comprueba la correcta especificación de

cada uno de los modelos de regresión mediante el test de Hosmer-Lemeshow de ajuste

global de la regresión logística según sus patrones de covarianza.

ANÁLISIS Y RESULTADOS

Basándonos en la primera muestra y tomando como punto de partida el primer modelo

de regresión – en el que se incluyen 10 variables de índole sociodemográfica que

pueden influir en el coste o la factibilidad de la maternidad y tres variables de control

(ver tabla 1) – se observa, en primer lugar, que el nivel educativo de las encuestadas,

como ya se ha señalado en otros estudios, parece estar significativamente relacionado

con la probabilidad de infecundidad voluntaria. Es más probable que decidan no tener

descendencia mujeres con estudios superiores. Lo mismo sucede si la pareja desempeña

un empleo de muy elevada cualificación. El resto de las características laborales de las

encuestadas y sus parejas no parecen ser de particular relevancia para explicar por qué

algunas mujeres renuncian de forma voluntaria y permanente a tener hijos. Tampoco se

observa que la distancia entre el ideal y la práctica en lo que concierne al reparto de

tareas tenga ningún efecto significativo. De hecho, junto al nivel educativo, las

variables que más significativamente se asocian con la probabilidad de infecundidad

voluntaria son las de control. Las mujeres con mayor riesgo de renunciar permanente y

voluntariamente a la maternidad son las mayores de la muestra, las no casadas y, sobre

todo, aquéllas con una pareja que ha declarado explícitamente su deseo de no tener

descendencia. Como pone de manifiesto la relación de odds ratios obtenidas para cada

13

factor, la probabilidad relativa de que ocurra el suceso “infecundidad voluntaria” frente

a que no ocurra es visiblemente mayor con ésta última variable que con las demás.

Si repetimos el análisis con la segunda muestra, algo mayor y en la que se incluye

también un grupo de mujeres más jóvenes, los resultados con respecto a las variables de

control se mantienen. El tener estudios superiores y una pareja que desempeñe un

empleo de elevada cualificación se asocian también en este caso positiva y

significativamente con la probabilidad de infecundidad voluntaria. Hay que destacar,

además, que en esta muestra cobran importancia varias características relacionadas con

la situación laboral de las encuestadas y de sus parejas que no la tenían en la muestra

anterior. Es menos probable que opten por la infecundidad voluntaria las mujeres que

trabajan; así como aquéllas cuyas parejas lo hacen. El hecho de tener un trabajo estable,

por su parte, presenta una asociación positiva con la probabilidad de renunciar a tener

hijos. Los modelos parecen ajustarse adecuadamente a las observaciones de las dos

muestras. La prueba de bondad de ajuste de Hosmer-Lemeshow ofrece unos p-valores

no significativos en ambos casos, por lo que en ninguno de ellos se puede rechazar la

hipótesis nula de que la ecuación estimada está bien especificada. Con todo, conviene

señalar que el p-valor obtenido en el caso de la primera muestra es visiblemente mayor

que el obtenido para la segunda (0.8849 y 0.1442, respectivamente).

Cuando se forma un segundo modelo de regresión base añadiendo al primero el

grupo de variables relacionadas con la emancipación y la formación de uniones se

observa, para la primera muestra, que ni el nivel de educación ni ninguna de las

variables relacionadas con la situación laboral de la mujer o de su pareja se asocian ya

significativamente con la infecundidad voluntaria (ver tabla 2). También pierde su

significación el año de nacimiento. En este caso, de los factores previamente

examinados sólo se relacionan de forma significativa con la variable dependiente el

hecho de estar casada y el de tener una pareja que haya expresado su deseo de no tener

hijos. El primero presenta signo negativo en el coeficiente y el segundo signo positivo;

así como una odds ratio, de nuevo, llamativamente mayor que la correspondiente a las

demás covariantes. En cuanto a las variables introducidas en este segundo paso por

primera vez, solamente resulta significativa la edad de emancipación. Cuanto más tardío

es el abandono del hogar de origen, mayor es la probabilidad de infecundidad

voluntaria.

14

Infecundidad voluntaria Coeficiente Odds ratio p-valor Error estándar

de los coeficientes

Nivel educativo (estudios superiores) .8087785 2.245164 0.005 .2903547

La encuestada trabaja -.4169136 .6590779 0.204 .3279628

Puesto de muy elevada cualificación .3018689 1.352384 0.388 .3494994

Estabilidad laboral .5271628 1.694119 0.094 .3147398

Intensa dedicación temporal al

trabajo

-.363236 .6954223 0.244 .311545

La pareja trabaja -1.390419 .248971 0.078 .7878113

Pareja con puesto de muy elevada

cualificación

.9026031 2.466014 0.045 .4500402

Pareja con trabajo estable .3944698 1.483597 0.434 .5036993

Pareja con intensa dedicación

temporal al trabajo

-.6494513 .5223323 0.300 .6264494

Reparto de tareas domésticas:

distancia entre el ideal y la práctica

-.0461958 .954855 0.849 .2428717

Año de nacimiento -.0751512 .9276032 0.005 .0269148

Estado civil (casada frente a otros) -2.168871 .1143066 0.000 .3683815

Pareja no desea tener hijos 3.422551 30.64749 0.000 .3770784

Constante 145.7093 0.006 52.79394

Tabla 1. Primer modelo base: circunstancias sociodemográficas y laborales que influyen en el coste y las

dificultades de la maternidad. Mujeres entre los 36 y los 50 años (muestra 1). Test de Hosmer-Lemeshow para la bondad de ajuste: Prob > chi2 = 0.8849

En cualquier caso, hay que tener presente a la hora de interpretar los resultados de este

segundo modelo que el número de variables independientes – 17 – sobrepasa ya

ligeramente, al menos para la primera muestra, el que sería aconsejable incluir de seguir

estrictamente el criterio de Peduzzi et al. (1996) mencionado en la sección anterior. Si

examinamos qué sucede al reducir al máximo posible – a nueve – el número de

covariantes en la regresión mediante la eliminación de aquéllas que no resultaron

significativas en el primer modelo base, vemos que los resultados fundamentalmente

son los mismos; salvando dos modificaciones: el tener estudios superiores aparece, de

nuevo, como significativamente asociado con una mayor probabilidad de infecundidad

voluntaria, y lo mismo sucede con el hecho de no haber convivido nunca en pareja.

Cuando reintroducimos en el modelo dos variables no significativas en el anterior cuyo

p-valor, no obstante, era igual o inferior a 0,25 persiste la significación, con los signos

en el coeficiente ya mencionados, de un nivel educativo elevado; del hecho de estar

casada; de tener una pareja que explícitamente rechaza la descendencia futura; de la

15

edad de la emancipación; y del hecho de no haber convivido nunca en pareja. Además

vuelve a resultar significativa la asociación positiva de la variable dependiente con el

hecho de que la pareja ostente un cargo de elevada cualificación. El que la pareja trabaje

frente a la opción de no hacerlo, sin embargo, aparece como negativamente asociado

con la probabilidad de infecundidad voluntaria. La asociación negativa de ésta última

con el año de nacimiento, por su parte, sigue sin resultar significativa con un nivel de

confianza del 95%, pero sí que lo haría con un nivel de confianza ligeramente inferior.

Infecundidad voluntaria Coeficiente Odds-ratio p-valor Error estándar

de los coeficientes

Nivel educativo (estudios superiores) .316722 1.372621 0.430* .4015209

La encuestada trabaja -.5202671 .5943618 0.263 .4644402

Puesto de muy elevada cualificación .4855771 1.625113 0.304 .4728887

Estabilidad laboral .2558689 1.291583 0.544 .4216357

Intensa dedicación temporal al

trabajo

.2246666 1.251905 0.611 .4420261

La pareja trabaja -.2604094 .770736 0.827* 1.193945

Pareja con puesto de muy elevada

cualificación

1.052645 2.86522 0.099* .6378447

Pareja con trabajo estable -.1305941 .8775739 0.850 .6895278

Pareja con intensa dedicación

temporal al trabajo

-1.018915 .3609865 0.287 .9566153

Reparto de tareas domésticas:

distancia entre el ideal y la práctica

-.2668198 .765811 0.434 .3413865

Año de nacimiento -.0680309 .9342316 0.074* .0380598

Estado civil (casada frente a otros) -1.983351 .1376073 0.001 .5827765

Pareja no desea tener hijos 3.203304 24.61372 0.000 .5324769

Haberse emancipado 1.109531 3.032936 0.104 .6831381

Edad de la emancipación .115836 1.122812 0.000 .028845

Haber convivido en pareja .8039654 2.234384 0.095* .4818626

Edad de inicio de la convivencia -.0023334 .9976693 0.690 .005849

Constante 127.6678 0.095 74.87941

Tabla 2. Segundo modelo base: circunstancias sociodemográficas y laborales que influyen en el coste y las

dificultades de la maternidad y aspectos relacionados con la emancipación y la formación de la pareja. Mujeres entre

los 36 y los 50 años (muestra 1). *Sí aparecen como factores significativos si reducimos el número de variables del modelo de acuerdo con lo recomendado en

Peduzzi et al. (1996)

Test de Hosmer-Lemeshow para la bondad de ajuste: Prob > chi2 = 0.7961

16

Al repetir el procedimiento con la segunda muestra obtenemos resultados parecidos, si

bien no totalmente semejantes. El hecho de estar casada y la negativa de la pareja a

tener descendencia siguen estando significativamente asociados con la variable

dependiente; con los signos previamente descritos. La asociación negativa de la

infecundidad voluntaria con el año de nacimiento es además claramente significativa en

este caso. Respecto al nivel educativo y las variables laborales, sólo el hecho de tener

una pareja que ostente un cargo de elevada cualificación parece estar significativamente

asociado con la infecundidad voluntaria. Como sucedía con la primera muestra, de las

variables relacionadas con la transición a la edad adulta únicamente resulta significativa

en el segundo modelo base la edad de la emancipación. Los resultados se mantienen al

reducir el número de variables explicativas de la regresión; bien sea mediante el

procedimiento más restrictivo o manteniendo las covariantes no significativas con un p-

valor menor o igual a 0,25. Hay que señalar, con todo, que el hecho de que la pareja

trabaje muestra una relación negativa y significativa con la probabilidad de

infecundidad voluntaria en el primer caso. Todos los modelos resultantes de la

introducción de las variables relacionadas con la transición a la edad adulta superan el

test de Hosmer-Lemeshow de bondad de ajuste; en su mayoría con p-valores superiores

a 0,6.

Finalmente, al especificar un tercer modelo base mediante la introducción de las

variables que recogen valores y actitudes personales respecto a la familia y el trabajo se

observa, analizando la primera muestra, que la significación de cinco variables que ya

aparecían como centrales en análisis previos se mantiene (ver tabla 3). Por un lado, la

probabilidad de infecundidad voluntaria sigue estando positivamente asociada con la

edad de emancipación, con el hecho de no haber convivido nunca en pareja y, sobre

todo, con el hecho de tener una pareja que haya manifestado el deseo de no tener hijos.

Por otro lado, dicha probabilidad es menor para las mujeres más jóvenes y para las

casadas. Ninguna de las nuevas variables relacionadas con las actitudes hacia el trabajo

y la familia resulta significativa en este modelo; como tampoco lo hacen la religión ni la

creencia de que los hijos suponen un obstáculo para la vida profesional de la mujer.

Si se reduce el número de variables explicativas – de 22 a 11 – eliminando aquéllas

que no eran significativas en ninguno de los modelos base anteriores, en caso de

hallarse tanto en el primero como en el segundo, se obtienen resultados muy parecidos;

si bien el año de nacimiento ya no sería significativo con un nivel de confianza del 95%.

Además, la asociación positiva entre tener estudios superiores y la probabilidad de

17

Infecundidad voluntaria Coeficiente Odds-ratio p-valor Error estándar

de los coeficientes

Nivel educativo (estudios superiores) 1.045724 2.845458 0.083 .6027585

La encuestada trabaja -.9308054 .394236 0.166 .6712684

Puesto de muy elevada cualificación .7639168 2.146668 0.303 .7423019

Estabilidad laboral .3063234 1.358421 0.633 .6421114

Intensa dedicación temporal al

trabajo

.0501569 1.051436 0.940 .6620404

La pareja trabaja -2.000559 .1352596 0.418 2.468097

Pareja con puesto de muy elevada

cualificación

.0513252 1.052665 0.961 1.044748

Pareja con trabajo estable .7187737 2.051915 0.541 1.174397

Pareja con intensa dedicación

temporal al trabajo

.443374 1.557955 0.836 2.142044

Reparto de tareas domésticas:

distancia entre el ideal y la práctica

-.4505826 .6372568 0.368 .5003902

Año de nacimiento -.1244724 .8829626 0.034 .0586542

Estado civil (casada frente a otros) -1.915162 .147318 0.043 .9462213

Pareja no desea tener hijos 3.847636 46.88211 0.000 .8559159

Haberse emancipado 1.817036 6.15359 0.070 1.001778

Edad de la emancipación .1539416 1.166423 0.000 .04259

Haber convivido en pareja 1.40105 4.059459 0.049 .7124084

Edad de inicio de la convivencia -.010476 .9895787 0.282 .0097339

Tradicionalismo respecto al

matrimonio

.4911365 1.634172 0.328 .50245

Orientación hacia el trabajo -.2839382 .7528131 0.679 .6859376

Orientación familiar -.3596715 .6979055 0.598 .68237

Religiosidad -.9372356 .3917092 0.211 .7484772

Percepción de los hijos como un

obstáculo para la vida profesional de

la mujer

.2034187 1.225586 0.688 .5057529

Constante 237.5808 0.039 115.2847

Tabla 3. Tercer modelo base: circunstancias sociodemográficas y laborales que influyen en el coste y las

dificultades de la maternidad; aspectos relacionados con la emancipación y la formación de la pareja; y características

personales en términos de orientación actitudinal con respecto a la familia y el trabajo. Mujeres entre los 36 y los 50

años (muestra 1). *Sí aparecen como factores significativos si reducimos el número de variables del modelo de acuerdo con lo recomendado en

Peduzzi et al. (1996).

Test de Hosmer-Lemeshow para la bondad de ajuste: Prob > chi2 = 0.8086

infecundidad voluntaria vuelve a ser significativa. Si relajamos algo las restricciones e

incluimos aquellas variables no significativas en ninguno de los dos primeros modelos

18

base pero con un p-valor inferior o igual a 0,25, los principales resultados se mantienen

y el año de nacimiento recupera la significación con un nivel de confianza del 95%. Es

el hecho de estar casada, en este caso, la variable independiente que mostraría una

asociación significativa con la dependiente sólo con un nivel de confianza algo inferior

al 95%. Por lo demás, cabe destacar que el hecho de tener un nivel educativo elevado

continúa siendo significativo, mientras que las variables que recogen valores y actitudes

personales hacia la familia y el trabajo continúan sin serlo.

El análisis del tercer modelo base con la segunda muestra proporciona básicamente

los mismos resultados que con la primera; aunque en el caso de la segunda el tener un

nivel educativo elevado ya resulta significativo desde el principio mientras que el no

haber convivido en pareja no lo hace. Al eliminar variables no significativas

manteniendo aquéllas con un nivel de significación inferior o igual a 0,25 en alguno de

los modelos previos sólo surgen dos pequeñas variaciones. En este último caso se

observa, además de lo ya descrito, que la probabilidad de infecundidad voluntaria

mantiene una relación significativa y negativa con el hecho de trabajar, por un lado; y

una positiva con el de creer que debería darse más importancia a la vida familiar en el

futuro, por otro.

De nuevo, todas las regresiones realizadas superan la prueba de bondad de ajuste de

Hosmer-Lemeshow con p-valores entre 0.5 y 0.8; lo que hace imposible el rechazo de la

hipótesis nula de una adecuada especificación de las ecuaciones estimadas. En otras

palabras, se puede hablar en todos los casos de un buen ajuste de los modelos a los

datos. Cabe mencionar, no obstante, que los p-valores en general – para la mayoría de

los modelos – tienden a ser manifiestamente mayores en el caso de la primera muestra;

CONCLUSIONES

El principal objetivo de este trabajo ha sido examinar la importancia relativa de tres

grupos de factores – variables sociodemográficas asociadas a un elevado coste de la

maternidad para la mujer; características individuales relativas a la transición a la vida

adulta; y actitudes personales respecto a la familia y el trabajo – para explicar por qué

algunas mujeres en España deciden renunciar totalmente a la maternidad. Con ello se ha

pretendido ampliar la literatura existente sobre esta cuestión, así como esclarecer si

dicha decisión depende fundamentalmente de factores actitudinales o de

constreñimientos materiales, socioeconómicos y laborales.

19

La primera conclusión que se puede extraer del análisis de las dos muestras estudiadas

es que las variables de tipo actitudinal no parecen ser determinantes claves de la

decisión de renunciar o no permanentemente a la maternidad; al menos

operacionalizadas con las medidas disponibles y para las mujeres que han constituido el

objeto de estudio. Sólo la segunda muestra deja traslucir una posible relación negativa

entre el mismo y el hecho de valorar particularmente la vida familiar. Ni la religiosidad,

ni el grado de tradicionalismo respecto a las instituciones familiares, ni la orientación

hacia el trabajo parecen guardar una relación significativa con el fenómeno. Es preciso,

no obstante, ser muy cauto a la hora de sacar conclusiones en este último respecto, dado

que un nivel educativo elevado – que generalmente se asocia a una mayor orientación

hacia el trabajo remunerado y el desarrollo de una carrera profesional – sí está

significativamente relacionado con una mayor probabilidad de no desear tener hijos.

A juzgar por los resultados obtenidos la infecundidad voluntaria en España parece

asociarse a circunstancias y características socioeconómicas que cabe relacionar, a su

vez, con el contexto estructural contemporáneo. Los aspectos con mayor influencia

sobre la probabilidad de renunciar por completo a la maternidad no parecen ser tanto los

derivados de la situación laboral como aquéllos que tienen que ver con el retraso de la

transición a la vida adulta. Las mujeres que nunca han convivido en pareja y aquéllas

que se emancipan más tardíamente presentan una probabilidad significativamente

mayor de optar por no tener hijos de forma permanente. Llama la atención, por otro

lado, que la posición de las encuestadas y de sus parejas en el mercado de trabajo tenga

aparentemente tan poca relevancia. No obstante, hay que tener en cuenta la relación

positiva entre la infecundidad voluntaria y el nivel educativo. Cabe preguntarse si esta

variable no podría recoger el efecto de otras relacionadas con el estatus, la calidad y las

características del trabajo de la mujer que se asocien potencialmente a un elevado coste

de la maternidad. Incluso podría capturar parte del efecto de la posición y el estatus

laboral de las parejas; teniendo en cuenta la tendencia a la homogamia de las mujeres

con un nivel educativo elevado (Esteve Palós y Cortina Trilla, 2005). Conviene notar,

además, que en la segunda muestra el hecho de trabajar se asocia negativa y

significativamente con la probabilidad de infecundidad voluntaria; con lo que sí podría

pensarse que una situación de precariedad puede favorecer el fenómeno. Se puede

asimismo concluir, por lo demás, que las mujeres jóvenes y las casadas son menos

propensas a renunciar definitivamente a la maternidad.

20

Dicho esto, hay que subrayar que la variable asociada de forma más evidente con la

probabilidad de infecundidad voluntaria no es ninguna de las anteriores, sino el hecho

de tener o no una pareja que declare abiertamente no desear tener ningún hijo. Este

hallazgo resulta interesante y abre la puerta a trabajos futuros que profundicen en la

relación exacta entre ambas variables. Cabe preguntarse hasta qué punto son los

hombres los que influyen con su negativa en la decisión de las mujeres, en qué medida

sucede lo contrario, y de qué formas transcurren las negociaciones en torno a un tema

tan trascendente para una pareja como la decisión de renunciar o no enteramente a la

descendencia. Más allá de esta cuestión, investigaciones posteriores deberían analizar

nuevamente la importancia potencial de los valores y actitudes personales utilizando

medidas más complejas que las disponibles para este estudio – por ejemplo, partiendo

de análisis cualitativos – así como examinar la posibilidad de interacciones entre varios

de los factores analizados; como puedan ser las circunstancias laborales y la

emancipación tardía respecto al hogar de origen. Esta última tarea, aunque excede el

alcance de este trabajo, se plantearía como un siguiente paso necesario para una

comprensión profunda de su objeto de estudio.

AGRADECIMIENTOS

Este trabajo ha sido posible gracias a una beca predoctoral del Programa JAE concedida

por el CSIC para el desarrollo de mi actividad y formación investigadora. Deseo

también agradecer a Paz Fernández, directora de la Biblioteca del Centro de Estudios

Avanzados en Ciencias Sociales del Instituto Juan March, el haber puesto a mi

disposición los datos necesarios para su realización.

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