INTRODUCCIÓN
La transición a la vida adulta incluye diversas trayectorias tales como finalizar los
estudios, integrarse en el mercado laboral, salir de casa de los progenitores, formar la
pareja y tener hijos. Estas transiciones, según la literatura, se han pospuesto, complejizado
e individualizado en Estados Unidos y Europa (Buchmann y Kriesi, 2011; Settersten y Ray,
2010; Shanahan, 2000). Diversos modelos teóricos han tratado de explicar las transiciones
juveniles en Occidente. De hecho, contamos con un gran número de estudios que han
analizado los procesos transicionales de los jóvenes desde la sociología, la economía y
la demografía en perspectiva comparada (Billari, Philipov y Baizán, 2001; Casal, García,
Merino Pareja y Quesada, 2006; Iacovou, 2010). Estos análisis comparados destacan
la individualización, la desestandarización y la segunda transición demográfica como
contextos teóricos interpretativos adecuados para analizar las transiciones juveniles
actuales, destacando la posible existencia de una pauta común aunque no convergente
en los eventos demográficos y sociales que definen las transiciones juveniles tipificadas
por estos investigadores como complejas, retardadas y prolongadas en el tiempo (Billari
y Liefbroer 2010; Brückner y Mayer, 2005; Lesthaeghe, 2010). Por otra parte, las teorías
más críticas con estas interpretaciones sobre las transiciones juveniles han subrayado
la relevancia y efectos reproductores de los factores estructurales que conforman la
condición e identidad juveniles, tales como la clase social o el género (Machado Pais,
2000; Molgat, 2007). En este análisis nos basaremos en la teoría del life course o curso
de la vida para analizar las trayectorias diferenciadas de los jóvenes españoles. Si bien
son numerosos los estudios realizados a nivel internacional, en España son más bien
escasos los estudios empíricos que han utilizado la perspectiva del curso de la vida. Esta
teoría sugiere que el significado de las transiciones difiere dependiendo del momento en
el que ocurren en la vida del joven (timing), cómo se producen (intervalos y duración de
las mismas) (range) y cómo varían en un grupo o colectivo de población (heterogeneity)
(Elder, Johnson y Crosnoe, 2003). Esta modelización interpretativa nos permite analizar y
valorar los cambios producidos en las transiciones juveniles (edad a la que se producen y
duración de las mismas), así como el grado de diversidad y heterogeneidad en un colectivo
determinado.
El análisis presentado en este artículo propone un modelo interpretativo sobre las
tendencias de cambio ocurridas en las transiciones juveniles a la vida adulta en España para
el periodo 2007-2015 (previo y posterior a la crisis económica) desde la perspectiva del life course. En este periodo la sociedad española experimentó una profunda crisis económica
que afectó especialmente a los jóvenes, incrementando la incertidumbre, el desempleo y la
precariedad ante la autonomía e independencia residencial (García Montalvo, 2009; Pérez
Camarero, Calderón, Hidalgo e Ianova, 2010; Pedreño y Carmona, 2015; Valls Fonayet, 2015).
Para conseguir este objetivo hemos utilizado los datos de la Encuesta de Condiciones de
Vida desde los años 2007 a 2015. El rango de edad utilizado, dependiendo del análisis, ha
sido la edad unitaria y por cohortes de tres años desde los 17 años a los 34 años, con el fin
de poder combinar diferentes estatus/trayectorias para cada cohorte (situación laboral,
residencial, formativa y familiar). Se ha realizado el análisis considerando que la variable
sexo puede condicionar y diferenciar las oportunidades vitales en las transiciones juveniles
en el contexto español en el que la desigualdad de género ha sido una constante (Levy,
Ghisletta, Le Goff, Spini y Widmer, 2005; Moreno y Marí-Klose, 2013; Moreno Mínguez, 2016).
Los resultados obtenidos apuntan que, a pesar de los efectos de la crisis económica
sobre la población joven, las transiciones en general en cuanto a su estructura se
mantienen relativamente estables, sobre todo en lo que se refiere a la formación de la
pareja y a la salida del hogar familiar, aunque se observan diferentes matices entre ambos
periodos que cabe interpretar como efecto de la crisis. Otro hallazgo a destacar es que las transiciones de las mujeres son relativamente más complejas y desestandarizadas que las
de los hombres, aunque se hayan reducido ligeramente las diferencias durante la crisis, lo
que parece denotar mayor flexibilidad y adaptación familiar y laboral de las mujeres que
de los hombres en el proceso de transición a la vida adulta.
MODELO TEÓRICO
El interés por el estudio de las transiciones de los jóvenes y la adaptación de sus
expectativas normativas a los condicionantes estructurales del entono socio-económico
se ha incrementado en los últimos años (Tosi, 2017). Son numerosos los marcos interpretativos
que han tratado de analizar la condición juvenil desde las lentes del concepto
de transición. Tradicionalmente las transiciones se han definido como las etapas en las
que el joven adquiere el estatus de adulto a través de la independencia residencial, el
empleo, la formación de la pareja y los hijos (Furlong, 2012). Autores como Arnett (2004)
han utilizado el concepto de emerging adulthood para referirse a las transiciones como
un proceso prolongado en el tiempo en el que el joven experimenta y define su identidad
desde su individualidad. Otros investigadores se refieren a las transiciones como un
proceso retardado en el que los jóvenes se tienen que adaptar a los determinantes de
las estructuras sociales, ensayando itinerarios reversibles (Côté, 2000; Bynner, 2005). De
acuerdo con Woodman y Wynn (2015, p. 82) la nueva transición a la vida adulta no puede
ser interpretada únicamente como el resultado de las trayectorias cambiantes sino como
el trayecto que una generación va trazando con nuevos discursos y significados.
En este contexto interpretativo emerge con fuerza la combinación de la perspectiva
teórica estructural con la teoría de la acción individual (agencia y elecciones biográficas),
convirtiéndose en una línea de investigación prioritaria en los últimos años en el marco
de lo que se ha denominado la teoría del curso de la vida (Heinz y Krüger, 2001; Mayer,
2009). Este modelo interpretativo se basa en el hecho de que los distintos cambios en la
experiencia vital de las personas, tales como el abandono de los estudios, la inserción en
el mercado laboral, el abandono del hogar familiar, la formación de la pareja y la llegada
del primer hijo, forman parte de trayectorias más amplias que determinan y dan sentido
a la secuencia transicional en el momento histórico y lugar concreto en que acontecen
(Elder, 1998; Elder y Giele, 2009). De acuerdo con Sepúlveda (2013), el curso de la vida
de los jóvenes está asociado al tiempo y al lugar en el que viven lo que condiciona sus
experiencias y acciones concretas. Esto supone considerar el contexto geográfico, socioeconómico
y cultural en el que viven los jóvenes, puesto que la biografía personal de los
sujetos será el reflejo de condicionantes sociales que trascienden la propia individualidad
de los mismos (Elder, 1998). A este respecto hay que señalar que la perspectiva del curso de
la vida introduce el concepto de agencia a través de lo que Elder denomina acoplamiento
flexible, según el cual los individuos son sujetos activos de sus propias biografías en el
contexto de las condiciones estructurales de su entorno. Esto se traduce en el hecho de
que los individuos de una misma edad viven en contextos estructurales muy diferentes
y, por tanto, no transitan de la misma forma en los distintos estatus, advirtiéndose
diferencias significativas en el momento de la transición y en las causas que motivan
dichas decisiones por sexo, situación económica o nacionalidad. La consideración de la
variabilidad y heterogeneidad de estas experiencias vitales dentro de un grupo social
es un elemento clave para entender las trayectorias de los individuos y en este caso las
transiciones juveniles a lo largo del tiempo (Elder, Johnson y Crosnoe, 2003; Mayer, 2009).
Partiendo de estos mimbres teóricos y a partir de la diferenciación que hace
Sepúlveda (2013) entre transición y trayectoria, en este trabajo nos vamos a referir al
concepto de transición que hace referencia a los diferentes episodios en los que se desagrega esa trayectoria, que aunque no estén previamente definidos marcan cambios
en el estado, posición o situación de los individuos, tales como el ingreso en el mercado
laboral, abandonar el hogar familiar, formar una pareja o convertirse en padre o madre.
Este modelo analítico del curso de la vida concede gran relevancia a las trayectorias
individuales y biográficas que experimentan los sujetos desde el punto de mira teórico
de la agencia, destacando la heterogeneidad de trayectorias observables en un mismo
colectivo social, relativizando o cuestionando aquellos modelos analíticos excesivamente
estandarizados. Al mismo tiempo, este modelo interpretativo subraya la importancia de
los factores sociales y culturales que inciden en las secuencias de las transiciones para
ser analizadas a partir de la perspectiva longitudinal del ciclo de la vida que contempla,
por una parte, el momento en el que ocurre el evento (edad del individuo) y, por otra
parte, la vinculación de los jóvenes con su generación y con el intervalo y secuencia del
evento (inserción en el mercado laboral, salida del hogar familiar) (Levy y Bühlman, 2016).
El reto precisamente de esta investigación es delimitar la estructura de las transiciones
juveniles en España desde la perspectiva que incorpora el life course y situarlas en
relación al contexto histórico-social en el que se producen los eventos. A este respecto
hay un amplio consenso en la literatura sobre los estudios de juventud en el que, por un
lado, el marcador de la edad, tradicionalmente utilizado para definir la ocurrencia de las
transiciones, ha debilitado su fuerza explicativa frente a la experiencia de ser joven (Heinz
y Krüger, 2001) y, por otro lado, se advierte también un debilitamiento de los procesos
normalizados del curso de la vida, subrayando la importancia de la desestandarización de
los marcadores que tradicionalmente definían la condición juvenil (Melucci, 2001; Walther,
2006). En este contexto interpretativo cobra sentido el debate actual sobre el proceso
de individualización/desestandarización del curso de la vida que define la condición
juvenil y las transiciones. Si bien en los últimos años se han multiplicado en el ámbito
internacional los estudios sobre las trayectorias de los jóvenes con un enfoque de género,
en España son más bien escasos los estudios que hayan incorporado el debate sobre los
efectos de la individualización/desestandarización de las trayectorias juveniles desde una
perspectiva de género. En este contexto interpretativo destaca el debate en torno a los
condicionantes estructurales que determinan los procesos de transición y la capacidad
de acción individual (agencia) de los jóvenes para desarrollar experiencias individuales y
cambiar sus destinos (Furlong, Woodman y Wyn, 2011). En línea con este debate gestado
en Estados Unidos y en la demografía histórica, Kohli (1985) ha desarrollado un modelo
teórico y analítico para estudiar la estandarización/desestandarización del curso de la
vida en el marco creciente de la individualización. Este modelo distingue tres dimensiones
para aprehender el proceso de estandarización versus individualización en el curso de
la vida de los jóvenes (chronologisation, sequentialisation and biographisation). Las dos
primeras dimensiones se refieren a los factores estructurales que inciden en la vida de los
jóvenes y la tercera a los factores culturales e institucionales. Desde esta perspectiva y de
acuerdo con Levy y Bühlmann (2016), para quienes el curso de la vida se define como una
secuencia de eventos, la perspectiva interpretativa sobre la linealidad de estos eventos es
limitada, ya que la estandarización de las biografías de las transiciones y trayectorias son
más complejas, y no responden únicamente a los procesos de normalización delimitados
por los marcadores tradicionales.
Partiendo de este marco interpretativo nuestra propuesta consiste en analizar los
cambios en las transiciones juveniles en España antes y después de la crisis desde la
perspectiva del life course. Para tal fin se considerará la edad a al que se producen las
transiciones (timing) (utilizado para estudiar el posible retraso de las mismas), el intervalo
y duración de las mismas range (utilizado para analizar si las transiciones son más o
menos lineales) y la heterogeneidad heterogeneity de las mismas (utilizado para valorar
la diversidad y desestandarización). La idea de partida es que las trayectorias responden
a comportamientos individuales determinados socialmente por factores estructurales que explican en parte la complejización y diversificación que caracteriza a las transiciones
actuales de los jóvenes (Levy y Bühlmann, 2016; Settersten, 2003). En el caso concreto
español, una de nuestras hipótesis se refiere al hecho de que la crisis económica y la
falta de políticas públicas destinadas a favorecer las transiciones juveniles podrían
haber acentuado el retraso de las transiciones (algo ya clásico en la sociedad española)
y aumentado la diversidad y complejidad de las trayectorias, acentuando las diferencias
y, por tanto, la posible desigualdad según género. Como hipótesis esto se traduciría en
una mayor desestandarización de las transiciones incorporando nuevos procesos de
diferenciación ante las posibilidades que tienen los jóvenes de activar sus recursos y
habilidades personales para transitar hacia la vida adulta dependiendo de factores tales
como el sexo. En concreto partimos de la idea presente en los trabajos de Levy de que
existen trayectorias claramente diferenciadas e interdependientes en el tránsito a la vida
adulta según sexo, que explicarían las diferencias existentes en las transiciones juveniles
(Levy, 1996; Levy, Widmer y Kellerhals, 2002; Levy et al., 2005). Los hallazgos de sus trabajos
empíricos revelan que la desestandarización de las transiciones en el curso de la vida no es
homogénea para hombres y mujeres, siendo las transiciones de las mujeres más diversas
y plurales que las de los hombres (estas últimas serían más lineales). Las mujeres se ven
obligadas a adaptar y acoplar sus trayectorias laborales y familiares en función de su rol
de madres y cuidadoras, lo que redunda en procesos de desigualdad que se reproducen
en el curso de la vida (Levy et al., 2005; Widmer y Ritschard, 2009). Este planteamiento
del life course permite ilustrar una relación más amplia entre la dimensión individual y
estructural, subrayando la necesidad de incorporar al debate teórico y empírico sobre
las transiciones, las diferencias por sexo, la acción individual (agencia) y los factores
institucionales, culturales y socio-económicos que condicionan y estructuran la vida de los
individuos en sus trayectorias vitales.
En base a estos planteamientos teóricos e hipotéticos se han planteado los siguientes
interrogantes de investigación: 1) ¿hasta qué punto la crisis económica en España ha
propiciado una mayor diferenciación y desestandarización en las transiciones juveniles
según sexo?, 2) ¿en qué medida la crisis ha retrasado los diferentes eventos de las
transiciones y las ha complejizado?, 3) ¿cómo ha afectado la crisis a la duración e intervalos
de las transiciones (trabajo, emancipación, formación de la pareja e hijos) en el período
de crisis según sexo? El presente trabajo trata de dar respuesta a estos interrogantes y
contribuir a un mayor conocimiento sobre las transiciones a la vida adulta en España en el
período de crisis desde la perspectiva del curso de la vida focalizando la atención en las
diferencias por género.
METODOLOGÍA
Datos y variables
La base de datos utilizada es la Encuesta de Condiciones de Vida (ECV) del Instituto
Nacional de Estadística (INE). A pesar de que la encuesta es prioritariamente transversal
es posible la obtención de información longitudinal al estar diseñada de tal manera que
se entrevista a las mismas personas en diferentes momentos a lo largo del tiempo, si bien,
únicamente en periodos de cuatro años. Considerando las limitaciones que tiene la ECV
para el análisis longitudinal hemos decidido utilizarla construyendo una secuencia que aun
no siendo estrictamente longitudinal, aporta información relevante para los objetivos de
nuestro análisis. En los análisis descriptivos hemos comparado los datos de los años 2007
como previo a la crisis y el año 2015 como año que representa el comienzo de la salida de
la crisis.
El rango de edad elegido ha sido el comprendido entre los 17 y 34 años de edad por
ser un intervalo habitual en los estudios de juventud sobre los procesos de transición
(Rindfuss, 1991). Para el cálculo de los índices de entropía, donde se consideran las posibles
combinaciones de estatus en cada cohorte de edad, se ha decidido aumentar la edad hasta
los 46 años, con el único propósito de visualizar más claramente el término de la transición.
Los indicadores se presentan para la edad unitaria cuando se analiza la edad media a la que
se producen los eventos y el intervalo en el que se producen. Para el análisis de entropía,
los datos se presentan por cohortes de tres años y para obtener el porcentaje de quienes
ya han completado todas las transiciones los datos se presentan por cohortes de seis años
(el número reducido de casos de jóvenes que han experimentado todas las transiciones y
la segmentación por sexo han motivado el uso de agrupaciones de mayor tamaño)
Las transiciones a la vida adulta han sido medidas a través de cinco estatus (situación
formativa, laboral, situación de emancipación, situación de pareja y, por último, la condición
de ser padre o madre). Por tanto consideramos que cada transición se produce cuando
se ha experimentado cada uno de los eventos y la transición en su conjunto cuando se
experimentan todos los eventos. Se trata de una definición de transición hacia la adultez
un tanto reduccionista, pues no incorpora cuestiones como la reversibilidad de los eventos,
pero los datos disponibles en la ECV no permiten realizar este tipo de análisis. De entre las
numerosas variables que ofrece la ECV se han seleccionado aquellas que más directamente
influyen en los procesos de transición, algunas de ellas tal y como las ofrece la encuesta, y
otras modificadas e incluso creadas a partir de las que la encuesta incluye (ver anexo). Las
variables dependientes son las siguientes:
1. Estar o no estar estudiando: esta variable la ofrece tal cual la ECV.
2. Ser o no activo: esta variable no está como tal en la encuesta, se ha creado a partir de
la agrupación de las categorías de ocupados (trabaja por cuenta propia, por cuenta
ajena, a tiempo parcial y a tiempo completo más los parados) de la variable relación
con la actividad.
3. Estar o no estar emancipado: esta variable no está incluida en la ECV. Se ha creado
sumando a los que tienen y viven en pareja (se ha supuesto que los que tienen
pareja estarían todos emancipados) más aquellos que no tienen pareja, pero son
responsables de hogar.
4. Tener o no tener pareja: esta variable la aporta la encuesta, pero con tres categorías,
sí con base jurídica, sí sin base jurídica y no, agrupando las dos primeras categorías
se dispone de la variable dicotómica buscada.
5. Ser o no ser padre: esta variable no se incluye en la encuesta y se ha obtenido
sumando a los jóvenes que tienen pareja y que viven en hogares con hijos, así como
los responsables de hogar sin pareja que viven con hijos (familias monoparentales).
Métodos
El análisis se basa en una combinación de análisis descriptivos y de entropía para
valorar los cambios producidos en las transiciones juveniles en el período 2007-2015 en
España. El análisis se ha realizado por sexo, ya que consideramos que es una variable que
condiciona las transiciones, además de considerar la coyuntura económica, seleccionando
los años 2006-2007 (previos a la crisis) y 2014-2015 (posteriores a la crisis). Hemos utilizado
las siguientes medidas para analizar el posible cambio en los procesos de transición como
consecuencia de los efectos de la crisis: momento de las transiciones (timing), duración
e intervalos de las mismas (range), así como la diversidad de las mismas (hererogeneity).
El indicador del timing mide el retraso en las transiciones y en qué momento o edad
suceden los diferentes eventos. Este dato se ha obtenido a partir de la edad media a la que
se producen los eventos.
La medida referida al intervalo y duración (range) nos permitirá analizar el intervalo
de años en el que se produce cada transición antes y después de la crisis, a partir de tres
indicadores: la edad a la que comienza una transición, el número de años en los que se
estaría produciendo esta transición y la edad a la que finalizaría la transición. La duración
de las mismas es una medida utilizada para estimar en qué medida las transiciones se
retardan o reducen como consecuencia de la crisis según sexo. La extensión o duración
de la transición se refiere al tiempo en el que se realiza una transición en el conjunto del
colectivo estudiado. Este indicador corresponde con la diferencia entre la edad al noveno
y al primer decil de la distribución de los individuos considerados. De esta manera no
se consideran los que realizan la transición antes del primer decil ni los que lo realizan
después del noveno decil, por considerarlos fuera del grupo central. El cálculo se ha
realizado entre los individuos con edades comprendidas entre los 17 y los 34 años. Tanto
la edad media a la que se produce un suceso determinado como la extensión de este
son datos que pueden variar dependiendo del grupo de edad que sea objeto de estudio.
No obstante, lo que más interesa para el presente trabajo no es tanto la edad media o
la duración de una transición en sí mismo, sino las diferencias que se puedan detectar
atendiendo a las variables seleccionadas.
Se ha realizado un análisis de regresión logística para cada una de las variables que
define cada transición con el fin de obtener la significación estadística de las variaciones
que se han observado en la evolución de las edades medias a las que se producen la
emancipación residencial, la vida en pareja y la maternidad/paternidad, además de valorar
la capacidad predictiva de las variables independientes. En el análisis de regresión se ha
incluido además del sexo y coyuntura económica las variables edad, riesgo de pobreza y
grado de urbanización del hábitat donde se reside, aunque estas últimas no son objeto de
estudio en el presente trabajo.
Finalmente, la medida de la heterogeneidad (heterogeneity) se ha utilizado como
indicador para analizar en qué medida las transiciones se han diversificado. Para tal fin
hemos utilizado el índice de entropía como una medida de descomposición para calcular
la heterogeneidad de las transiciones a lo largo del tiempo (Fussell, 2005; Theil, 1972).
Puntuaciones más altas en este índice está indicando que las transiciones son más
heterogéneas y, por lo tanto, más individualizadas.
El índice de entropía es un indicador que puede ser utilizado para valorar la heterogeneidad
de los jóvenes en la transición a la vida adulta según la mayor o menor
complejidad en la distribución de posibles combinaciones de los estatus que definen cada
transición (Fussell, Gauthier y Evans, 2007; Tian, 2016; Vieira, 2013; Vieira y Miret, 2010). En
el trabajo que nos ocupa, el índice de entropía se utilizará para medir la heterogeneidad
de las transiciones juveniles a través de las posibles combinación de estatus por cohortes
de tres años y en el intervalo de años en el que se produce la transición a la vida adulta,
midiendo este proceso a través de los cinco estatus ya mencionados: momento en el que
los jóvenes terminan su formación, se incorporan al mundo laboral, momento en el que
asumen la responsabilidad de encabezar un nuevo hogar, momento en el que forman
la pareja y afrontan la maternidad/paternidad. Estos estatus se producen en diferentes
momentos y en ocasiones se solapan, de tal manera que la combinación de los diferentes
estatus es distinta según el momento vital en el que el joven se encuentre.
Las posibilidades de aplicación del análisis de entropía en ciencias sociales han sido
exploradas por diversos autores, fundamentalmente para los análisis de la desigualdad
de la renta (Dagum, 1993; Fernández Morales y Costa, 1998; Lechuga, 1998), pero apenas ha sido utilizado para analizar la complejidad y heterogeneidad de las transiciones juveniles
con algunas excepciones (Vieira y Miret, 2010; Tian, 2016; Vieira, 2013). Desde el enfoque
del curso de vida el análisis de entropía es un instrumento pertinente para analizar la
trayectoria hacia la adultez en función del grado de complejidad en la distribución de
la combinación de estatus que proporciona el índice de entropía. Para poder valorar las
diferencias en el proceso de transición se realizarán diferentes comparaciones según
sexo y años de referencia. El interés para estas comparaciones está fundamentado en los
resultados que se derivan del análisis descriptivo realizado previamente.
La fórmula matemática para calcular el índice de entropía es la siguiente:
Ex = ΣPs,x • ln ( 1/Ps,x)
Donde E es el índice de entropía, s indica una determinada combinación de estatus,
x a una cierta edad y Psx la proporción de la población x que se encuentra en el estatus
s. El índice de entropía es el sumatorio de la proporción de una edad determinada que
se encuentra en la combinación de estatus multiplicado por el logaritmo natural de la
probabilidad inversa de esa proporción.
El índice de entropía va desde el 0 cuando la homogeneidad es perfecta, es decir, cuando
todos los individuos están concentrados en el mismo estatus o combinación de estatus,
hasta la entropía máxima que varía dependiendo del número de posibles combinaciones
de estatus y se refiere a la máxima heterogeneidad, cuando existe el mismo número de
casos para cada combinación de estatus. En Fussell (2006) se recomienda convertir los
índices en porcentajes para hacer más comprensible la información que se presenta, para
ello es necesario conocer la entropía máxima que equivale al 100%. La representación
gráfica permite visualizar claramente la evolución de la entropía facilitando los análisis y
la comprensión de los resultados (Vieira y Miret, 2010).
La entropía máxima está definida por la siguiente fórmula:
Emax = Σ ( 1/Cs ) • ln [1/(1/Cs )]
Donde Emax es la entropía máxima y Cs es el número total de combinaciones de estatus
posibles. Teniendo en cuenta el estatus o estado que corresponde con cada transición
(estudiante, activo, emancipado, viviendo en parea y padre/madre, más su respectivos
dicotómicos, no es estudiante, no es activo, etc.) las posibles combinaciones de estatus son
32, aplicando la formula anterior la entropía máxima es 3,466. Este dato es instrumental y se
utilizará como referente para transformar en porcentaje los índices de entropía obtenidos
en cada caso.
Es necesario enfatizar las posibilidades y limitaciones del análisis que nos ofrecen los
datos disponibles en esta encuesta. El tamaño muestral en la ECV es aceptable, ya que
para el colectivo que está siendo objeto de estudio (jóvenes de 17-34 años) estaríamos
ante un tamaño muestral de en torno a 8000 casos, dependiendo del año al que pertenezca
el fichero utilizado para cada caso. La primera de las limitaciones se deriva de la base
de datos utilizada, puesto que se trata de una encuesta por muestreo. La ECV tiene una
calidad reconocida por su rigor en la obtención y tratamiento de los datos que supone
una garantía en sí misma, y dispone de una variable factor de ponderación que minimiza
en parte la posible distorsión de los datos cuando estos son escasos y se cruzan varias
variables. Por otra parte, los datos no permiten un análisis estricto sobre cómo se están
produciendo las respectivas transiciones con el propósito de definir posibles tipologías de
transición (por ejemplo trayectorias de adscripción familiar, trayectorias de precariedad,
trayectorias erráticas o de bloqueo) para lo que sería necesario un estudio longitudinal
amplio que la ECV no permite. La encuesta posibilita únicamente describir las diferencias en cuanto a la estructura de las transiciones, cuándo se producen, en qué intervalo de
tiempo, su heterogeneidad y cuándo terminan. Y, por último, la encuesta no permite analizar
la posible reversibilidad de las transiciones, lo que pone de manifiesto la limitación que
supone un enfoque de transición que contempla únicamente una secuencia de eventos
lineal y rígida de transición hacia la adultez (finalización de los estudios, incorporación al
mercado laboral, emancipación residencial, vida en pareja y ser padres). No obstante, las
investigaciones realizadas para España, subrayan la reducida reversibilidad de los eventos
(Casal et al., 2006)
ANÁLISIS DE RESULTADOS
Edad media de las transiciones
Los resultados sobre el momento (timing) en que ocurren los eventos se recogen en la
Figura 1 destacando el aumento de casi un año en la edad a la que se producen la transición
escolar y la transición laboral. Esta tendencia estaría relacionada con la prolongación
del tiempo de formación y las dificultades que tienen los jóvenes para incorporarse al
mercado laboral durante la crisis económica. Por otra parte, la edad en la que se produce
la emancipación, el inicio de la vida en pareja y la maternidad/paternidad no parecen
experimentar cambios sustantivos, aunque sí se observa un relativo retraso en estas
transiciones, especialmente la que se refiere a la formación de la pareja. Se trataría de
una respuesta lógica ante las incertidumbres que ha provocado la crisis económica en el
ámbito laboral y económico de los jóvenes, dificultando la toma de decisiones sobre la
formación de la pareja y la familia.
Figura 1. Edad media a la que se producen las transiciones para los jóvenes
de entre 17 y 34 años de edad
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV.
En la Figura 2 se presenta la edad media en la que se producen las respectivas
transiciones en el mismo periodo 2007 al 2015, pero en años alternos y comparándolas
por sexo. La lectura de los datos es similar a la de la figura anterior, es decir, destaca el
ligero aumento progresivo de la edad media a la que se producen las transiciones desde
el comienzo de la crisis hasta la salida de esta, y especialmente en las transiciones escolar
y laboral. En la Figura 2 se comparan las transiciones de ambos sexos y se observa con
claridad cómo, por una parte, las transiciones escolar y laboral coinciden y cómo las
mujeres tienen una edad media mayor en 0,3 años que los varones en ambos eventos. La
edad media, tanto de las mujeres como de los varones, habría aumentado un año hasta
2013, con tendencia a disminuir en el año 2015 para ambas transiciones. Con relación a la
transición residencial, se observa una diferencia entre ambos sexos en la edad media de 0,5
años más para los varones que para las mujeres en todo el periodo. En términos generales
habría aumentado la edad media en medio año para ambos sexos, con una edad media de
30,9 años en varones y de 30,5 años en mujeres. En lo que respecta a la edad media en las
transiciones a la vida en pareja y parental se observa una diferencia entre los varones y
mujeres de un año más para los varones, y un aumento de medio año aproximadamente
para ambos sexos en todo el periodo considerado.
Figura 2. Edad media a la que se producen las respectivas transiciones por sexo
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV.
Ante lo sutil de las variaciones en la evolución de la edad media a la que se producen
la transición residencial, a la vida en pareja y parental, se ha considerado oportuno el
incluir un análisis de regresión logística binaria que mida la significación estadística de
los datos y la dirección en la que se producen los cambios. Los p-valor que se reflejan
en la Tabla 1 muestran la significación estadística de los resultados. Todas las variables
consideradas presentan un p-valor inferior a 0,05, lo que nos está indicando que la variable
independiente es estadísticamente significativa. El signo del coeficiente estimado del
modelo B aporta la dirección en la que se produce la probabilidad, cuando es positivo
está indicando que aumenta la probabilidad de ser activo, emancipado, tener pareja, etc.,
y negativo a la inversa (ver tabla 1). El análisis de regresión muestra cómo en los años de
crisis y de poscrisis la probabilidad de emanciparse disminuye con respecto a los años
anteriores a la crisis, considerando precrisis 2006 y 2007, crisis 2011 y poscrisis 2014 y 2015.
En los periodos de crisis y poscrisis la probabilidad de tener pareja disminuyó con respecto
a los años anteriores a la crisis y, por último, en los años de crisis y poscrisis la probabilidad
de ser padre también disminuye con respecto a los años anteriores a la crisis. Estos datos
coincidirían claramente con los cambios observados en la evolución de la edad media
en relación a la emancipación residencial, la vida en pareja y la transición parental. En
la regresión logística se han utilizado todas aquellas variables de las que ofrece la ECV
consideradas relevantes en los procesos de transición.
Tabla 1. Análisis de regresión logística para las variables emancipación, vida en pareja y parental
| Variables predictoras
seleccionadas |
T. residencial |
Vida en pareja |
T. parental |
| B (ET) |
p-valor |
B (ET) |
p-valor |
B (ET) |
p-valor |
| Edad |
0,31 (0,01) |
< 0,001 |
0,30 (0,01) |
< 0,001 |
0,30 (0,01) |
< 0,001 |
| Sexo (mujer vs. hombre) |
0,68 (0,04) |
< 0,001 |
0,75 (0,04) |
< 0,001 |
0,81 (0,05) |
< 0,001 |
| Estudios |
| Ed. primaria |
Ref |
| Ed. secundaria |
-0,07 (0,07) |
0,356 |
-0,08 (0,07) |
0,255 |
-0,36 (0,08) |
< 0,001 |
| Ed. superior |
-0,43 (0,08) |
< 0,001 |
-0,53 (0,08) |
< 0,001 |
-1,25 (0,09) |
< 0,001 |
| Cursando estudios (sí vs. no) |
-0,79 (0,06 |
< 0,001 |
-1,24 (0,08) |
< 0,001 |
-1,45 (0,10 |
< 0,001 |
| Situación (activos vs. no activos) |
0,33 (0,06) |
< 0,001 |
-0,02 (0,07) |
0,828 |
0,57 (0,07) |
< 0,001 |
| Hogar en riesgo de pobreza
(sí vs. no) |
0,38 (0,05) |
< 0,001 |
0,07 (0,05) |
0,189 |
0,64 (0,06) |
< 0,001 |
| Año |
| Precrisis |
Ref |
| Crisis |
-0,10 (0,05) |
0,024 |
-0,25 (0,05) |
< 0,001 |
-0,21 (0,05) |
< 0,001 |
| Postcrisis |
-0,18 (0,05) |
< 0,001 |
-0,24 (0,05) |
< 0,001 |
-0,20 (0,06) |
< 0,001 |
| Hábitat (urbano vs. rural) |
0,01 (0,04) |
0,862 |
-0,09 (0,04) |
0,039 |
-0,17 (0,05 |
< 0,001 |
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV años 2006-2007-2011-2014-2015.
Duración e intervalos de las transiciones
La Tabla 2 muestra el intervalo de años que duran las transiciones en cada uno de los
periodos considerados por sexo, con el fin de tener una secuencia más clarificadora de la
evolución del proceso. En lo que se refiere a la transición escolar no se observan diferencias
significativas en la duración de las mismas por sexo, destacando la prolongada duración
de las mismas (entre 12 y 13 años). Se observa que la crisis económica ha retrasado en dos
años la transición escolar en el colectivo masculino y un año entre las mujeres. En cuanto
a las transiciones laborales, la pauta es prácticamente similar, aunque finaliza antes en el
caso de las mujeres hasta el año 2011, siendo similar a la de los varones en el año 2015. Esto
se puede explicar en base al hecho de que en los primeros años de la crisis, el desempleo
afectó más a los varones que a las mujeres (Dolado, 2015). En cuanto a la transición
residencial destaca en primer lugar el hecho de que se inicia relativamente tarde (26-27
años en el caso de los varones y 25-26 años en el caso de las mujeres). Esta transición dura
menos que las anteriores, aunque se prolonga hasta los 34 años, tanto en varones como
en mujeres. Por otro lado, destaca el hecho de que la crisis habría retrasado ligeramente
el comienzo de la transición residencial, pero no de forma sustantiva como cabría esperar.
Si nos referimos a la formación de la pareja destaca el hecho de que las mujeres inician
su relación en pareja con dos años de diferencia respecto a los varones. Esto se puede
explicar en base a la diferencia de edad entre los cónyuges o a la diferencia en el tipo de
relación de pareja, fenómenos documentados en numerosos estudios (Castro Martín, 2003;
Domínguez-Folgueras y Castro Martín, 2008; Instituto Nacional de Estadística, 2010; Miret,
2007; Pereiro, Pace y Didonna, 2014). También la incidencia de la crisis habría tenido algún
tipo de incidencia en el comienzo de la relación de pareja, ya que en los años centrales de
la crisis se retrasa tanto para hombres como para mujeres. La misma tendencia se observa
en la transición parental, aunque es preciso subrayar que en el caso de los varones no
se observan cambios significativos en el período considerado, pero sí en el caso de las
mujeres, quienes en el año 2007 comenzaban a ser madres a los 26 años y en el año 2015 a
los 27. Este retraso podría quizás estar asociado con las consecuencias económicas que la
crisis ha tenido en el colectivo juvenil.
Tabla 2. Duración de las transiciones escolar, laboral, residencial, conyugal y parental por sexo
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV.
La heterogeneidad de las transiciones
Las Figuras 3 y 4 representan los índices de entropía para cada cohorte de edad y para
los años 2007 y 2015 por sexo. En ambos gráficos las secuencias representadas siguen
una línea de U invertida, lo que significa que la heterogeneidad de las transiciones a la
vida adulta es menor en los primeros años y aumenta en los últimos años de la juventud
para decrecer y estabilizarse en el periodo de la adultez (Fussell, 2005). Las Figuras 3 y 4
permiten apreciar que los índices de entropía son mayores en el colectivo femenino que
en el masculino en todo el período considerado. Esto podría estar significando que en las
mujeres la heterogeneidad de las transiciones es más compleja y diversa que en el caso
de los varones, debido entre otras razones a factores culturales relacionados con roles
de género tradicionales asociados a la formación de la familia y el rol de madre (Crespi y
Moreno Mínguez, 2017). Esto podría explicar que las transiciones de las mujeres sean menos
lineales que las de los hombres, puesto que se debaten entre adaptarse a los cambios
del nuevo escenario laboral y familiar, y los tradicionales roles de género asociadas al rol
de madres y cuidadoras implícitos en las transiciones femeninas, mientras que las de los
hombres son más estandarizadas y lineales en términos comparados.
Figura 3. Índice de entropía antes de la crisis económica por sexo
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV años 2006-2007-2014-2015.
Figura 4. Índice de entropía en la salida de la crisis por sexo
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV años 2006-2007-2014-2015.
Entre los varones el índice de entropía no experimenta cambios sustanciales entre
los dos periodos considerados, con la excepción de la cohorte de los jóvenes de menos
edad, colectivo en el que el índice de entropía disminuye 10 puntos. Este dato tendría clara
relación con las dificultades de acceso al mercado laboral y la etapa formativa en la que se
encuentran inmersos estos jóvenes. Podríamos decir que lo mismo ocurre entre las mujeres,
pero en menor medida, pues incluso en periodos de bonanza económica las mujeres tienen
más dificultades para incorporarse al mercado laboral y además permanecieron más tiempo formándose. En términos comparados se observa que aunque se mantiene la mayor
complejidad y heterogeneidad entre las mujeres que entre los hombres durante el período
considerado, sí se aprecia que se reduce la heterogeneidad entre ambos colectivos durante
la crisis. Esto podría estar significando que los efectos de la crisis han hecho que las
mujeres asimilen parte de los comportamientos transicionales de los hombres, tendiendo
a ser más estandarizados, especialmente en las cohortes inferiores (17-19 y 20-22 años). Las
razones de este fenómeno habría que buscarlas en los posibles efectos que ha tenido la
crisis en las expectativas familiares y laborales de las mujeres. Mientras que antes de la
crisis formar una pareja y tener hijos era una decisión que en muchas mujeres se anteponía
a la estabilidad laboral, los efectos devastadores de la crisis en el empleo pueden haber
contribuido a cambiar estas prioridades en el colectivo femenino (Vieira y Miret, 2010).
Hemos incorporado otro indicador para complementar el análisis de heterogeneidad
en las transiciones. En la Figura 5 se presentan los porcentajes de jóvenes que habrían
experimentado todos los eventos de transición (no estudiarían, serían activos, estarían
emancipados, vivirían en pareja y serían padres o madres).
Figura 5. Evolución en el porcentaje de los jóvenes que habrían completado
los cinco eventos de transición por sexo y grupos de edad
Fuente: Elaboración propia con datos de la ECV.
Los datos corroboran lo ya observado en los análisis realizados anteriormente. Destaca
el hecho, como cabía esperar, de que en el intervalo de los jóvenes de menor edad el
porcentaje de quienes han completado todo el proceso de transición son muy pocos, por
lo que no es posible realizar un análisis más allá de su poca significación, no obstante sí
es posible observar cómo la secuencia que corresponde a las mujeres está ligeramente
por encima de la que corresponde a los varones, lo que indica que dentro de los pocos
jóvenes que habrían completado sus procesos de transición a estas edades, estos son
mayoritariamente mujeres. Destaca el hecho de que son las mujeres quienes más han completado todos los eventos de transición en toda la serie, desde el año 2007 al año 2015
(en torno al 7%), mientras que los varones, aunque en el comienzo de la serie se sitúan
muy próximos a las mujeres, desciende el porcentaje progresivamente hasta situarse por
debajo del 5% en el año 2015. En definitiva, las mujeres completarían antes las transiciones
a la vida adulta en todos los grupos de edad con pequeñas variaciones a lo largo de la crisis
económica, mientras los varones retrasarían más este proceso, habiéndose acentuado las
diferencias con las mujeres durante el período de crisis económica.
