INTRODUCCIÓN

En las últimas décadas, España ha sido testigo de profundas transformaciones en las estructuras, trayectorias y relaciones familiares. No solo se ha producido una diversificación de las vías de formación familiar –a través del notable aumento de la cohabitación no matrimonial– y una mayor pluralidad en el orden secuencial de las transiciones familiares –el matrimonio no siempre precede a los hijos–, sino que los calendarios de los principales hitos de la transición a la vida adulta –emancipación del hogar parental, formación de la primera unión conyugal y llegada del primer hijo– se han retrasado notablemente (Castro Martín et al., 2018).

Diversos estudios han analizado los correlatos de estas dinámicas sociodemográficas a lo largo del tiempo, centrándose fundamentalmente en factores explicativos estructurales, como la coyuntura económica, la expansión de la etapa educativa, la incorporación generalizada de las mujeres al empleo remunerado, la precariedad laboral, la escasez de políticas públicas de apoyo a las familias, o el impacto de la inmigración (García Pereiro, 2011; Moreno Mínguez, 2012; Castro Martín et al., 2018; Esteve y Treviño, 2019). Aunque también existen trabajos que ponen el foco en la influencia de variables actitudinales sobre las trayectorias familiares (véase Ayuso, 2019a; 2019b), este tipo de explicaciones ha recibido, por lo general, menor atención empírica. A pesar de que a menudo se alude a un cambio de valores para explicar transformaciones demográficas relacionadas con la formación familiar –por ejemplo, la menor propensión al matrimonio o el aplazamiento de las decisiones reproductivas–, hay una escasez de estudios que evalúen de manera sistemática la evolución de percepciones y actitudes relacionadas con las transiciones familiares en las últimas décadas, así como las diferencias entre sucesivas generaciones y distintos estratos educativos. El objetivo de este trabajo es, precisamente, abordar estas cuestiones, adoptando además una perspectiva de género que permita conocer las diferencias existentes entre mujeres y hombres respecto a las edades y secuencias consideradas idóneas para la formación familiar.

Investigaciones recientes muestran que las normas y expectativas sociales acerca del calendario y el orden de las transiciones familiares siguen ejerciendo una influencia relevante –aunque mucho menor que en el pasado– sobre las preferencias y decisiones individuales (Liefbroer y Billari, 2010; Van Bavel y Nitsche, 2013; Liefbroer et al., 2015; Tosi, 2017). Todo ello plantea hasta qué punto los profundos cambios sociodemográficos documentados en España han ido de la mano de cambios parejos en el ámbito normativo. Es relevante conocer la evolución de normas y valores para entender cómo se relacionan con las prácticas, a las que pueden preceder, acompañar en el tiempo, o suceder en forma de adaptación.

De este modo, la pregunta que pretende responder este trabajo es si las normas sociales sobre el calendario y la secuencia de las transiciones de formación familiar han experimentado una transformación sustancial en la pasada década consistente con la observada a nivel de comportamiento. A tal efecto, este estudio analiza las percepciones de mujeres y hombres sobre la edad que consideran apropiada para formar pareja, casarse y tener el primer hijo (Settersten y Hägestad, 1996). También examina el grado de aceptación de alteraciones a la secuencia familiar tradicional; en concreto, la convivencia en pareja sin matrimonio, la maternidad y la paternidad al margen del matrimonio, o la decisión de no tener descendencia (Tanturri et al., 2015). Con el objetivo de captar cambios en normas y actitudes, así como posibles variaciones generacionales, se adopta una perspectiva longitudinal –entendida como un análisis de la misma cuestión en dos momentos del tiempo¹– y etaria. En concreto, se comparan las percepciones de individuos pertenecientes a distintos grupos de edad (menores y mayores de 30 años) en dos olas de la Encuesta Social Europea (ESS 2006/2007 y ESS 2018/2019), separadas por una crisis económica que ha incidido significativamente en las posibilidades de formación familiar de las generaciones más jóvenes (Castro Martín et al., 2018). Este trabajo pretende, asimismo, esclarecer si se observa una evolución actitudinal generalizada o si se evidencian mayores cambios en determinados grupos de población; en particular, entre los individuos más jóvenes o con mayor nivel educativo.

Marco teórico

Importancia de las normas en el comportamiento demográfico

En las sociedades contemporáneas, pese a la menor importancia de la tradición y al aumento de la autonomía personal para elegir y desarrollar un proyecto vital, las normas y expectativas sociales continúan orientando el comportamiento demográfico individual (Allendorf et al., 2021). El concepto de norma social ha ocupado tradicionalmente una posición central en la sociología (Durkheim, 1983) y es cada vez más recurrente en la demografía. Las normas sociales establecen prescripciones para los sujetos de una sociedad, determinando el estándar de comportamiento que se considera razonable y conveniente. Tal y como propone el concepto de “normalización” de Foucault, han llegado incluso a identificarse como elementos sustentadores y legitimadores del ejercicio del poder en las sociedades modernas, exponiendo la dialéctica entre poder y libertad individual. Las normas de conducta que los individuos internalizan mediante su socialización en diferentes instituciones terminan definiendo lo que se percibe como normal y aceptable (Foucault, 1973-1974; 1974-1975 y 1977-1978; citados en Taylor, 2009). Sin embargo, Foucault también sostiene que existen “desvíos” creativos que, rompiendo la lógica normalizadora, crean nuevas normas más congruentes con el entorno cambiante (Vázquez García, 2015).

En lo que respecta a la demografía, también existen normas sociales –cambiantes en el tiempo– relativas al momento considerado adecuado para los principales acontecimientos vitales. Los individuos de una sociedad determinada, socializados en las normas transmitidas por diversas instituciones sociales (Liefbroer y Billari, 2010), comparten un mapa mental sobre los principales hitos de transición a la vida adulta, además de una construcción cultural de las edades apropiadas para los mismos (Settersten y Mayer, 1997). Estas normas relativas al comportamiento demográfico tienden a institucionalizar determinadas trayectorias de vida, estableciendo un calendario predecible de roles y transiciones vitales para el individuo (Tosi, 2017). También cumplen una función psicológica importante, al proporcionar un marco de orientación que ayuda a gestionar el curso de vida (Billari y Liefbroer, 2007; Van Bavel y Nitsche, 2013). El estudio del cambio de normas y valores ha empezado a ocupar un lugar prominente en la agenda de investigación sobre el cambio familiar. Por ejemplo, investigaciones recientes, con datos de Holanda (Billari y Liefbroer, 2007) e Italia (Tosi, 2017), muestran el impacto en los comportamientos de normas y actitudes relacionadas con la edad ideal para la emancipación del hogar paterno. Van Bavel y Nitsche (2013) documentan, por su parte, que las edades consideradas ideales para la maternidad influyen en la transición al segundo hijo en Europa. Billari et al. (2011) proporcionan evidencia de que, para una elevada proporción de la población europea, existen fechas límite de edad social para la maternidad –sobre los 40 años– y la paternidad –sobre los 45 años–.

Distintos tipos de normas relativas a los comportamientos demográficos/familiares

Dentro de la perspectiva de curso de vida, cabe destacar las normas de sincronización y secuenciación de los principales eventos vitales (Liefbroer y Billari, 2010; Liefbroer et al., 2015). Entre ellas se encuentran las relacionadas con el calendario, constituidas por expectativas socialmente compartidas sobre la edad a la que deberían ocurrir distintos hitos (Allendorf et al., 2021). Las normas de secuencia se refieren al orden considerado idóneo para estos acontecimientos, y se ven influidas por la intersección de las biografías reproductivas, conyugales, educativas y laborales. Por ejemplo, una de las transformaciones sociodemográficas recientes más significativas ha sido el rápido aumento de la cohabitación como vía de formación familiar. Este fenómeno ha supuesto una alteración de la secuencia tradicional de matrimonio, convivencia y mater/paternidad.

Es importante señalar que, desde una edad temprana, existe una socialización diferenciada de género, que conlleva la internalización de normas, identidades, valores, expectativas y roles distintos por parte de mujeres y hombres (Stockard, 2006). Esto se traduce también en distintos estándares normativos en lo que respecta a la formación familiar y, especialmente, sus tiempos. Por ejemplo, los plazos de edad social para la maternidad son más estrictos que para la paternidad (Billari et al., 2011; Van Bavel y Nitsche, 2013), y la edad límite superior para tener hijos suele ser bastante más elevada para los hombres que para las mujeres (Liefbroer et al., 2015). Se ha observado, asimismo, que las dificultades en la transición de la educación al empleo tienen un impacto diferente sobre la edad de entrada en unión de mujeres y hombres (Winkler-Dworak y Toulemon, 2007), lo que sugiere diferencias de género en los roles internalizados y la percepción sobre comportamientos adecuados. Muchas normas muestran, además, un claro gradiente educativo. Las personas con mayor nivel de educación suelen ser precursoras del cambio familiar (Sobotka, 2008). No obstante, en la literatura científica –también en la relativa al caso español– ha habido escasa discusión sobre el cambio normativo que ha acompañado en los últimos años a la transformación de las biografías familiares de los hombres, y se sabe todavía poco sobre cómo varían las normas de edad y de secuencia entre estratos sociales.

La Segunda Transición Demográfica

La potencial diversidad normativa que constituye el objeto de esta investigación está vinculada al marco conceptual global conocido como segunda transición demográfica (STD). Esta narrativa se centra en las profundas transformaciones de las dinámicas familiares observadas en las sociedades occidentales desde finales de los años sesenta y las interpreta como expresión de un cambio ideológico más amplio (Lesthaeghe, 1983; Van de Kaa, 1987). La evolución hacia estructuras familiares nuevas, diversas y complejas se considera parte de un proceso de individualismo y debilitamiento de las normas sociales que organizan el curso de vida (Beck y Beck-Gernsheim, 2002; Van de Kaa, 2003; Lesthaeghe, 2010). Procesos de secularización política y religiosa, y de modernización de la vida personal, vinculados al desarrollo económico y a la emancipación de la mujer habrían incrementado la importancia concedida a la autonomía personal y la autorrealización. Con todo, persiste una importante heterogeneidad entre países y cohortes respecto a los cambios normativos relacionados con el matrimonio, la familia y la sexualidad (Lesthaeghe y Moors, 2002). A menudo se considera a los países nórdicos como precursores en el debilitamiento de las normas tradicionales relacionadas con la vida familiar, mientras que los países de la Europa sur han tendido a experimentar cambios más tardíos, relativamente intensos y concentrados en un menor lapso temporal. La STD apunta que estas diferencias se deben en parte a las particularidades culturales de cada sociedad, que facilitan o retrasan el cambio demográfico, como el peso del protestantismo frente al catolicismo o los patrones históricos de formación familiar (Reher, 1998).

En base a esta literatura y la evidencia empírica previa (Liefbroer y Billari, 2010), cabe esperar que los profundos cambios en las dinámicas familiares acontecidos en España en las últimas décadas hayan sido acompañados de una transformación normativa paralela. Al mismo tiempo, parece probable que haya habido un cambio actitudinal más evidente entre individuos con perfiles vinculados a la autonomía personal y la autorrealización. Entre éstos se encontrarían los más jóvenes, así como aquellos con mayor nivel educativo, no religiosos, y con mayor exposición a normas diversas, como los que viven en áreas urbanas. En estos casos, las normas sociales sobre edades y secuencias adecuadas deberían percibirse como menos rígidas y tener menor impacto en la regulación del curso de vida (Billari y Liefbroer, 2007; Billari y Liefbroer, 2010; Tosi, 2017).

En el caso español, los individuos se han ido liberando de limitaciones normativas impuestas por instituciones como la familia y la iglesia desde finales del siglo XX (Ayuso, 2019a; 2019b). Las generaciones más jóvenes siguen percibiendo que existen normas sociales sobre cuándo formar una familia, pero no experimentan la misma presión que generaciones previas para casarse o tener hijos entre los 20 y los 30 años (Bueno, 2020). Esto hace conjeturar que el retraso en las transiciones familiares en España probablemente haya ido acompañado de cambios en las normas relativas a la edad idónea para estos eventos vitales y de mayor tolerancia a la pluralidad de opciones.

La relevancia de los factores estructurales

A pesar de lo anterior, la STD y cualquier transformación normativa vinculada a la misma no podrían entenderse disociadas del cambio estructural que ha supuesto la expansión educativa y la plena incorporación laboral de la mujer. Ahora bien, los niveles más altos de cualificación y la creciente participación laboral femenina no tienen por qué conducir a una transformación, postergación o abandono de los hitos familiares. En contextos institucionales y sociales que facilitan la conciliación de la vida personal, familiar y laboral, el gradiente educativo de la maternidad parece haberse invertido (Wood et al., 2014), siendo las mujeres con mayor nivel educativo las que tienen mayor número de hijos. Existe también una asociación positiva entre empleo femenino y fecundidad. En España, sin embargo, la inestabilidad laboral y las insuficientes medidas para la conciliación –lo que supone un coste de oportunidad especialmente alto para las trabajadoras cualificadas– han tenido un impacto negativo en los patrones de formación familiar, dificultando la transición temprana a un hogar independiente y las posibilidades de tener el número deseado de hijos (Castro Martín et al., 2018). Estas barreras se vieron acrecentadas por la especial severidad y duración de la crisis económica iniciada en 2008 (Castro Martín et al., 2015; González, 2015), que ha dejado huella en los comportamientos familiares y reproductivos en numerosos países (Sobotka et al., 2011; Cherlin et al., 2013).

Tal y como han enfatizado algunos autores, la incertidumbre puede adquirir especial importancia para los comportamientos familiares en un contexto pro-individualismo como el característico de la STD, propiciando un aplazamiento de las decisiones como respuesta racional (Beck y Beck-Gernsheim, 2002). Asimismo, hay que tener en cuenta que los individuos adaptan sus actitudes e ideales en función de los acontecimientos del curso vital, las decisiones tomadas y los cambios estructurales del entorno (Lesthaeghe y Moors, 2002). De este modo surgen las preferencias adaptativas como respuesta al conjunto de opciones factibles (Bruckner, 2009). Por ejemplo, una mayor aceptación social de la maternidad/paternidad relativamente tardía o de la decisión de permanecer sin hijos podría venir propiciada por la adaptación a un contexto estructural adverso. Estos mecanismos llevarían a esperar que el peso de las normas tradicionales respecto a la formación familiar fuese significativamente menor en 2018 que en 2006, dada la crisis económica que separa ambos momentos, su fuerte impacto laboral, y la inseguridad económica generada para los individuos. Asimismo, es probable que este fenómeno se observe en mayor medida entre los menores de 30 años, que habrán experimentado mayores dificultades para reunir las condiciones materiales y personales que suelen considerarse óptimas para la formación familiar (efecto adaptación). Cabe suponer, además, que el impacto de la creciente incertidumbre y la precariedad laboral haya sido más fuerte para las mujeres, que se enfrentan a mayores penalizaciones relacionadas con la maternidad, ante la insuficiencia de políticas de conciliación y una corresponsabilidad aún limitada en el ámbito privado. Entre las españolas que declaran no tener intención de tener hijos, un factor clave es justamente la percepción de la incompatibilidad de la maternidad con una carrera profesional (Seiz, 2013). Una abundante literatura muestra, asimismo, que la (des)igualdad de género en el reparto del trabajo doméstico y de cuidado también influye decisivamente en las decisiones reproductivas (Neyer et al., 2013).

Algunos autores han identificado precisamente la falta de perspectiva de género como una de las deficiencias de la STD (Bernhardt, 2004; Kertzer et al., 2009), introduciendo un nuevo enfoque teórico que coloca la igualdad de género –en los ámbitos público y privado– en el centro del debate para entender el cumplimiento de las aspiraciones familiares y reproductivas (McDonald, 2000; Esping-Andersen y Billari, 2015; Goldscheider et al., 2015). Ahora bien, el cambio en los roles de género no es independiente de los cambios ideológicos y estructurales. Como señalan Lesthaeghe y Moors (2002), la tradicional dualidad estructura-cultura es una yuxtaposición artificial del pasado; ambas perspectivas son compatibles y se complementan entre sí. Los procesos de socialización, a través de los cuales los individuos aprenden e internalizan una serie de normas, valores y códigos culturales, tienen lugar en entornos –sociales, institucionales, económicos– que los promueven, condicionan o limitan (Šaras y Perez-Felkner, 2018). Por todo ello, la evolución normativa que haya podido acontecer en las últimas décadas, independientemente de su alcance y naturaleza, difícilmente podrá comprenderse sin tener en cuenta el contexto que la rodea.

El contexto español

En los estudios comparados sobre fecundidad y transiciones familiares, España destaca por presentar cifras extremas en varios indicadores. Para empezar, pertenece al grupo de países con fecundidad “ultra baja” (lowest-low fertility). En 2019, el índice sintético de fecundidad para España era 1,23 hijos por mujer, muy por debajo de la media de la OCDE (1,63) y tan solo por encima del correspondiente a Corea del Sur y Malta (OECD Family Database). Esta situación no es coyuntural; se llevan registrando niveles próximos o inferiores a 1,3 desde 1993, con la excepción del periodo entre 2004 y 2012, en el que se llegó a 1,45 hijos por mujer. Este ascenso, vinculado a la mejora del contexto económico y a la inmigración, se truncó con la recesión iniciada en 2008 (Castro Martín et al., 2015).

Los españoles también destacan por posponer de forma notable diversas transiciones vitales. Según datos de 2019, las mujeres no tienen su primer hijo hasta los 31,1 años de media, de manera que sólo las coreanas y las italianas comienzan su etapa reproductiva más tarde (OECD Family Database). El retraso es también evidente en el caso de los hombres. En 1980, la edad media de los padres primerizos en España estaba en torno a los 30 años, pero en el año 2019 ascendía a 34,6 años. A raíz del aplazamiento de las decisiones reproductivas, ha aumentado considerablemente la proporción de mujeres que finaliza su vida fértil sin descendencia: el 23,5% de las nacidas en 1970-1971, frente al 12,7% de las nacidas entre 1940 y 1949 (Castro Martín et al., 2021). La edad media de emancipación residencial de los jóvenes también se encuentra entre las más elevadas del mundo (29,8 años de media; 30,7 en el caso de los hombres y 28,8 en el de las mujeres) (Eurostat, 2020). En consecuencia, la transición a la convivencia en pareja o al matrimonio también es relativamente tardía. Solo por detrás de Suecia, España registra la edad al primer matrimonio más elevada de la OCDE, tanto en hombres (35,4 años) como en mujeres (33,2 años) (OECD Family Database). En la Encuesta Social Europea, la edad media a la primera convivencia no matrimonial para el conjunto de países participantes era en 2018 de 23 años en el caso de las mujeres y 24,1 años en el de los hombres. Las cifras correspondientes a España eran 25,2 y 27,3 años, respectivamente.

Como se ha mencionado, este patrón tardío de formación familiar está estrechamente vinculado a la expansión educativa, a la plena incorporación de las mujeres al empleo, y, sobre todo, a unas condiciones laborales marcadas por altos niveles de desempleo y temporalidad. Las tasas de desempleo de España están por encima del doble de las de la Unión Europea en todos los intervalos de edad, y divergen especialmente entre los menores de 30 años (Eurostat, 2020). La temporalidad es también muy elevada: en la franja de 25 a 39 años, el 32% y el 35% de los hombres y mujeres asalariados tenían contratos temporales en 2019. Entre los 20 y los 25 años la incidencia ascendía al 67% (INE, 2020). Aunque los individuos con educación básica son más vulnerables, la temporalidad y el desempleo entre los españoles con títulos universitarios están mucho más extendidos que en el resto de Europa (Felgueroso et al., 2017).

Otra característica de la sociedad española de las últimas décadas es su acelerada secularización (Fernández y Díez, 2018). Según la Encuesta Social Europea de 2018/19, un 48% de los españoles nunca asiste a servicios religiosos, y solo el 13% asiste una vez o más a la semana. Los matrimonios religiosos son menos frecuentes que los civiles desde 2009 (Castro Martín y Seiz Puyuelo, 2014), el divorcio alcanza cifras ligeramente superiores a la media europea (OECD Family Database), y la convivencia en pareja se ha normalizado no solo como fase previa al matrimonio sino también como situación familiar en la que tener y criar hijos –el 30% de los nacimientos en 2018 correspondían a una pareja de hecho (Castro Martín et al., 2020). Estos cambios en los comportamientos familiares sugieren una notable flexibilización de las normas sociales tradicionales.

Datos y metodología

El análisis está basado en la tercera y la novena ola de la Encuesta Social Europea (ESS 2006/07 y ESS 2018/19). Esta encuesta, llevada a cabo en más de treinta países desde 2002 con frecuencia bianual, tiene un diseño de sección cruzada y está centrada en medir actitudes, percepciones y creencias relativas a diversos fenómenos sociales, así como ciertos patrones de comportamiento. Se han elegido estas dos olas por incluir un módulo (Timing of life) específicamente dedicado a opiniones y percepciones sobre la organización del curso de vida y el calendario de los principales acontecimientos vitales. La elección supone asimismo la ventaja de cubrir, entre ambas olas, el periodo de crisis económica iniciado en 2008, que puede haber tenido un impacto importante no solo sobre el comportamiento demográfico de la población, sino también sobre sus percepciones, preferencias e ideales.

La base de datos para España consta de 1.876 individuos en la ESS 2006/07 y de 1.668 en la ESS 2018/19, sin límite superior de edad. En este trabajo, se utiliza una submuestra de la ESS 2006/07 compuesta por 334 mujeres y 315 hombres con edades comprendidas entre los 15 y los 54 años, y otra correspondiente a la ESS 2018/19 que consta de 255 mujeres y 252 hombres en la misma franja etaria. En el módulo sobre acontecimientos vitales, se utiliza un diseño “split-ballot” mediante el cual se pregunta a los individuos acerca de las edades ideales y aceptación de ciertos comportamientos para mujeres y para hombres de manera aleatoria. El tamaño limitado de las muestras analizadas se deriva de este diseño, ya que para poder comparar las percepciones de mujeres y hombres respecto a sus propias trayectorias vitales solo se ha seleccionado a encuestados que responden acerca de individuos de su mismo sexo. Consideramos de especial interés este enfoque, ya que permite explorar hasta qué punto existen diferencias de género relevantes respecto a las normas internalizadas por los individuos como guía de su curso de vida.

El análisis se centra en tres transiciones de importancia clave para la formación familiar: el inicio de la convivencia en pareja, el primer matrimonio y el nacimiento del primer hijo. En primer lugar, se realiza un examen descriptivo de la evolución de las edades percibidas como ideales para cada transición por mujeres y hombres (teniéndose en cuenta, como se ha mencionado, solo las respuestas relativas a individuos del mismo sexo que la persona encuestada). Del mismo modo, se explora cómo ha variado en el tiempo el porcentaje de individuos que declaran que “no hay edad ideal/cualquier edad es buena” para las respectivas transiciones. Este análisis se realiza para toda la muestra (dividida por sexo), así como distinguiendo entre individuos con y sin estudios universitarios y menores o no de 30 años. Seleccionamos este umbral de 30 años para explorar si la evolución de los valores se ve afectada por un factor etario: cabría pensar que los individuos menores de 30 años, en su mayoría expuestos a circunstancias menos propicias para la consolidación laboral y la formación familiar que los mayores de esa edad, pudieran tener percepciones diferentes a las de estos últimos sobre las edades ideales para los hitos analizados. Además, la crisis económica que transcurre entre las dos olas tuvo un impacto particularmente importante entre los más jóvenes (Castro Martín et al., 2015), lo que podría haber alterado especialmente sus percepciones y preferencias respecto a la formación familiar.

En segundo lugar, se explora la evolución de las normas sociales relacionadas con la aceptación de alteraciones en la secuencia tradicional de formación familiar –i.e. matrimonio como vía de entrada a la formación familiar y fecundidad dentro de ese marco. En concreto, se analiza cómo ha variado la valoración de la convivencia en pareja sin matrimonio, de la fecundidad no matrimonial, y de la decisión de no tener descendencia.

Los análisis descriptivos se completan con un análisis multivariado que busca evaluar, manteniendo constantes otros factores potencialmente relevantes, si realmente ha habido una evolución en el tiempo de las normas sociales mencionadas. Este análisis se lleva a cabo mediante distintos tipos de modelos de regresión en función de la naturaleza de la variable dependiente en cada caso. En primer lugar, se realiza un análisis de regresión lineal en el que las variables dependientes son la edad considerada ideal para el inicio de la convivencia no matrimonial, el matrimonio y la llegada del primer hijo. En segundo lugar, se lleva a cabo un análisis de regresión logística en el que la variable dependiente es de tipo dicotómico: si la persona considera que existe un momento idóneo para cada una de las transiciones mencionadas (valor 0), o si declara que no hay una edad ideal para las mismas (valor 1). En tercer lugar, se realizan modelos de regresión lineal utilizando como variables dependientes las valoraciones que hace la persona encuestada sobre la convivencia no matrimonial, la maternidad/paternidad fuera del matrimonio, y la decisión de no tener descendencia. Estas valoraciones están basadas en una escala Likert que mide en qué medida el individuo está de acuerdo o en desacuerdo con los diferentes fenómenos, y que va del valor 1 (muy en desacuerdo) al valor 5 (muy de acuerdo).

En todos los modelos descritos se incorporan las mismas covariables. Dado el objetivo de analizar la evolución temporal de las normas sociales, la variable independiente central, cuya relación con las distintas variables dependientes se pretende examinar, es el tiempo. Éste se incorpora a los modelos como una variable dicotómica que recoge si la persona fue encuestada en 2006/07 (valor 0) o en 2018/19 (valor 1). Como controles, se introducen en los modelos la educación en tres niveles (secundaria inferior o menos, secundaria superior y nivel terciario), así como la edad inferior a 30 años. También se incorporan algunas variables dicotómicas de índole laboral que pueden incidir en los tiempos y las vías de formación familiar: haber tenido o no el primer empleo antes de los 25 años, la experiencia de desempleo de larga duración (superior a 12 meses), y haber alcanzado la estabilidad laboral (medida como la tenencia de un contrato permanente en el momento de la encuesta o previamente). El grado de religiosidad (medido en una escala de 0 a 10) y la residencia en área urbana o rural se incluyen como indicadores de valores más o menos tradicionales y de exposición a normas más o menos innovadoras. Todas las variables utilizadas en el análisis y los ítems exactos en los que se basan se especifican con mayor detalle en el Apéndice.

Siguiendo la convención habitual en la literatura estadística (Winship y Radbill, 1994), se aplican ponderaciones al análisis descriptivo, pero no al multivariado. Se han realizado diversas pruebas² con el fin de comprobar los supuestos básicos de regresión. Aplicando el criterio del factor de inflación de la varianza, no se han detectado problemas de ineficiencia relacionados con multicolinealidad. La prueba de Ramsey tampoco detecta problemas de especificación en los modelos de regresión lineal, como tampoco lo hace la de Tukey-Pregibon en los modelos de regresión logística. Sin embargo, mediante la prueba de Breusch-Pagan/Cook-Weisberg, se ha constatado que, aunque la mayoría de los modelos de regresión lineal no presentan heteroscedasticidad utilizando el método de mínimos cuadrados ordinarios, sí lo hacen cuatro de ellos. Tampoco se cumple el supuesto de normalidad de la distribución de los residuos. Por ambos motivos, se ha optado finalmente por modelos de regresión lineal con errores típicos robustos, que relajan los supuestos de independencia y distribución homogénea de los errores estándar de los predictores e imponen mayor exigencia en lo que se refiere a rechazar las hipótesis nulas (véase Escobar Mercado et al., 2012). En las regresiones logísticas, el porcentaje de casos correctamente clasificados se sitúa entre el 82 y el 89%.³

Resultados

Evolución de las normas de tiempo

Edades ideales para la convivencia en pareja, el matrimonio y el nacimiento de los hijos

El análisis comparado de las dos olas revela un incremento de las edades consideradas ideales para las tres transiciones familiares estudiadas, tanto en el caso de las mujeres como en el de los hombres (figura 1). El aumento más acusado ha tenido lugar respecto a la edad considerada idónea para el matrimonio, que se ha incrementado en más de un año y medio, situándose en 28,3 años tanto para mujeres como hombres en 2018/19. La edad declarada como ideal por las mujeres para el nacimiento del primer hijo aumentó, a su vez, 1,2 años entre las dos olas –situándose en 28,8 años en 2018/19. Entre los hombres se observa una variación similar (1,3 años) entre olas con respecto a la edad que consideran óptima para la paternidad, ascendiendo a casi 30 años en 2018/19. En el caso de la convivencia en pareja los cambios han sido más discretos, con un incremento de alrededor de 0,6 años, y aproximándose la edad ideal a los 25 años tanto para mujeres como hombres en 2018/19.

Fuente: Encuesta Social Europea 2006/07 y 2018/19.

Figura 1. Evolución de la edad media considerada ideal para el inicio de la cohabitación, el matrimonio y el nacimiento del primer hijo (mujeres y hombres respondiendo sobre individuos del propio sexo).

Estratificando los resultados por nivel educativo, observamos que el aumento de la edad ideal para la maternidad ha sido particularmente evidente entre las mujeres con estudios universitarios. En este grupo, la variación entre las dos olas asciende a 1,8 años, situando la edad declarada como óptima para el nacimiento del primer hijo en 29,8 años en 2018/19. El aumento es visiblemente menor (0,75 años) entre las mujeres sin estudios superiores. Por el contrario, no se registran grandes variaciones por nivel educativo entre las mujeres respecto a las edades percibidas como idóneas para el matrimonio o la convivencia en pareja. Cabe destacar que, entre los hombres, los mayores incrementos de las edades consideradas óptimas para las distintas transiciones se dan entre aquéllos sin estudios superiores. Este subgrupo partía de edades ideales alrededor de dos años más bajas para las tres transiciones que el subgrupo de hombres con estudios universitarios, por lo que la distancia se ha acortado.

En cuanto a las diferencias por edad en la evolución de las edades ideales mencionadas, las mujeres menores de 30 años registran el incremento más evidente de la edad ideal para la transición a la convivencia en pareja (0,8 años), al matrimonio (2,6 años) y a la maternidad (1,6 años). Entre los hombres, las variaciones en el tiempo han sido más moderadas, tal y como se aprecia en el último gráfico de la figura 1.

El análisis de regresión recogido en la tabla 1 confirma que las edades ideales para las transiciones familiares estudiadas han experimentado aumentos entre 2006/07 y 2018/19. Una vez controlados factores composicionales que pueden influir en la edad percibida como óptima, el indicador de tiempo (año de la encuesta) muestra asociaciones positivas con las variables dependientes. Para las mujeres, esta relación solo es estadísticamente significativa con un nivel de confianza del 95% en lo que respecta a la transición al matrimonio. Con todo, cabe señalar que las correlaciones positivas del tiempo con la edad ideal para la convivencia en pareja y la maternidad, respectivamente, sí serían estadísticamente significativas con un nivel de confianza del 90%.⁴ En el caso de los hombres, el tiempo muestra una asociación positiva y estadísticamente significativa con un nivel de confianza del 95% en el caso de la transición al matrimonio y la paternidad. Las edades percibidas como ideales para estos dos hitos muestran, además, una clara asociación positiva con la edad inferior a 30 años para los encuestados varones, así como con la educación universitaria –que también correlaciona positivamente con la edad ideal para la transición a la convivencia en pareja–.

Percepción de que no existe una edad ideal para las transiciones familiares

En el periodo estudiado, se registra un destacado aumento de la proporción de mujeres que declaran que no existe una edad ideal para casarse o tener hijos, alcanzando el 29,9% y el 16%, respectivamente, en 2018/19 (figura 2). Entre los hombres, los aumentos respecto a la cohabitación y el matrimonio son discretos (en torno a 7 puntos porcentuales) –y parten de niveles más bajos–, pero la proporción que en 2018/19 considera que no existe una edad ideal para la paternidad es más del doble de la correspondiente a 2006/07 (17% frente a 7,7%). Al examinar la evolución por nivel educativo, no se observa una tendencia uniforme. Respecto al inicio de la convivencia en pareja, los mayores aumentos (en torno a 10-11 puntos) de la proporción que no establece una edad ideal se dan en individuos sin estudios universitarios, independientemente del sexo. En cuanto al matrimonio, el mayor incremento (15,9 puntos) del porcentaje que no especifica una edad óptima se da entre las mujeres sin estudios universitarios. Sin embargo, la creencia de que no existe una edad idónea para tener el primer hijo ha experimentado el mayor ascenso (10,4 puntos porcentuales) entre las mujeres con estudios superiores.

Tabla 1. Regresión lineal múltiple de la edad considerada ideal para el inicio de la cohabitación, el matrimonio, y el nacimiento del primer hijo.

(Errores estándar robustos entre paréntesis)	Mujeres			Hombres
	Cohabitación	Matrimonio	Maternidad	Cohabitación	Matrimonio	Paternidad
Segunda ola (2018/19)	0,82 (0,46)	1,67** (0,57)	0,79 (0,42)	0,20 (0,49)	1,15* (0,48)	1,17* (0,45)
Educación secundaria superior	0,42 (0,50)	-0,27 (0,58)	0,19 (0,45)	0,50 (0,52)	0,68 (0,49)	0,83 (0,46)
Educación terciaria	0,38 (0,58)	-0,27 (0,66)	0,45 (0,52)	1,12 (0,60)	2,25*** (0,69)	1,62** (0,54)
Edad inferior a 30 años	-0,95 (0,49)	-0,07 (0,54)	0,32 (0,43)	0,71 (0,47)	1,29** (0,49)	1,83*** (0,44)
Primer empleo antes de los 25 años	-0,80 (0,47)	0,10 (0,53)	-0,31 (0,42)	0,14 (0,49)	-0,14 (0,49)	-0,65 (0,46)
Experiencia de desempleo de larga duración	-0,41 (0,58)	0,32 (0,68)	-0,33 (0,49)	1,30 (0,74)	0,94 (0,70)	-0,84 (0,62)
Contrato permanente	-0,58 (0,47)	0,58 (0,58)	0,30 (0,44)	0,35 (0,45)	-0,12 (0,48)	0,33 (0,43)
Grado de religiosidad	-0,05 (0,08)	-0,12 (0,09)	-0,06 (0,07)	-0,06 (0,08)	-0,15 (0,08)	-0,08 (0,08)
Residencia en área urbana	0,20 (0,47)	0,42 (0,51)	0,35 (0,40)	0,68 (0,49)	0,54 (0,48)	1,10** (0,41)
Constante	25,18***(0,73)	26,93***(0,72)	27,84***(0,59)	23.30*** (0,73)	26,20***(0,76)	27,35*** (0,66)
N	275	263	309	287	284	295
R2 (no ajustado) p ≤ 0,1 * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001	0,05	0,05	0,03	0,05	0,11	0,15

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta Social Europea 2006/2007 y 2018/2019.

Fuente: Encuesta Social Europea 2006/07 y 2018/19.

Figura 2. Evolución del porcentaje de individuos que no considera que exista una edad ideal para el inicio de la cohabitación, el matrimonio, y el nacimiento del primer hijo (mujeres y hombres respondiendo sobre individuos del propio sexo).

El análisis por grupos etarios sugiere que la proporción de individuos que no consideran que exista una edad idónea para el matrimonio y el nacimiento del primer hijo podría haberse incrementado especialmente entre las mujeres más jóvenes. En el caso de la convivencia en pareja, el mayor incremento ha tenido lugar entre varones que han alcanzado o superado los 30 años.

Los modelos de regresión logística presentados en la tabla 2 confirman un aumento en el tiempo de la percepción de que no existe una edad ideal para los hitos analizados. Dicho incremento se da entre hombres y mujeres y para las tres transiciones familiares. En el caso de las mujeres, la creencia de que no hay una edad óptima para las mismas se asocia a un nivel educativo de secundaria superior o universitario, especialmente en lo referente a la maternidad. En lo que respecta a los hombres y la paternidad, por el contrario, esta asociación no está presente, aunque sí se evidencia –en menor medida que para las mujeres– en el caso de la transición a la convivencia en pareja y al matrimonio. La probabilidad de expresar que no existe una edad idónea para las tres transiciones familiares disminuye, en el caso de las mujeres, con un mayor nivel de religiosidad y, en el caso de los hombres, con la edad inferior a 30 años.

Evolución de las normas de secuencia: aceptación de alteraciones a la sucesión tradicional de hitos familiares

Aceptación de la convivencia en pareja sin matrimonio

El análisis de las dos olas de la encuesta revela un aumento de la aceptación de la convivencia no matrimonial entre las mujeres (figura 3). La valoración media que éstas hacían del fenómeno en 2006/07, en una escala del 1 al 5 (en la que el valor máximo refleja el mayor grado de acuerdo con esta forma de unión) se situaba en 3,9 en 2006/07. La cifra ascendía a 4,3 en 2018/19, cuando el 80,5% de las mujeres declaraban estar de acuerdo o muy de acuerdo con la cohabitación (frente al 72,8% de 2006/07). Entre los hombres no se registra variación (la valoración media se sitúa en 3,9 en ambas olas), estando el 66,2% de acuerdo o muy de acuerdo con la cohabitación en 2018/19. El análisis por nivel educativo y grupos etarios evidencia una mejora en la valoración más marcada entre las mujeres con estudios universitarios y más jóvenes.

El análisis multivariado mediante modelos de regresión lineal recogido en la tabla 3 confirma que la convivencia no matrimonial ha ganado mayor aceptación con el tiempo entre las mujeres, pero no entre los hombres. Más allá del paso del tiempo, las variables que se asocian de forma consistente con la valoración de la convivencia no matrimonial para ambos sexos son el nivel educativo (universitario y, para los hombres, también de secundaria superior) y el grado de religiosidad. El primero muestra una relación positiva con la variable dependiente y el segundo, por el contrario, una asociación negativa.

Tabla 2. Regresión logística de la percepción de que no existe una edad ideal para la cohabitación, el matrimonio, y la maternidad/paternidad.

(Errores estándar entre paréntesis)	Mujeres			Hombres
	Cohabitación	Matrimonio	Maternidad	Cohabitación	Matrimonio	Paternidad
Segunda ola (2018/19)	2,00* (0,61)	2,71***(0,78)	2,21* (0,81)	2,57* (0,94)	2,95** (1,06)	2,99**(1,13)
Educación secundaria superior	3,05** (1,16)	3,65*** (1,30)	7,18*** (3,88)	2,45* (1,00)	1,96 (0,80)	1,50 (0,61)
Educación terciaria	2,60* (1,07)	2,81** (1,10)	6,11** (3,51)	2,31 (1,10)	2,25 (1,03)	1,13 (0,56)
Edad inferior a 30 años	0,75 (0,27)	0,45* (0,16)	1,36 (0,55)	0,42 (0,20)	0,40 (0,19)	0,24** (0,13)
Primer empleo antes de los 25 años	0,67 (0,20)	0,56* (0,16)	0,45* (0,16)	1,75 (0,73)	0,92 (0,34)	0,84 (0,33)
Experiencia de desempleo de larga duración	1,31 (0,48)	0,90 (0,32)	1,06 (0,50)	1,34 (0,62)	0,91 (0,43)	0,69 (0,34)
Contrato permanente	1,04 (0,34)	0,92 (0,28)	0,89 (0,35)	0,71 (0,26)	0,78 (0,28)	0,63 (0,23)
Grado de religiosidad	0,89* (0,05)	0,91 (0,05)	0,85* (0,06)	0,94 (0,06)	0,99 (0,06)	0,96 (0,06)
Residencia en área urbana	0,58 (0,20)	0,57 (0,18)	0,60 (0,25)	0,49 (0,21)	0,80 (0,30)	0,66 (0,27)
Constante	0,19***(0,09)	0,26**(0,12)	0,07***(0,05)	0,07*** (0,04)	0,10***(0,05)	0,17*** (0,09)
N	336	338	351	329	327	334
Pseudo-R2 Estadístico de Hosmer-Lemeshow (Chi-cuadrado de Pearson) p ≤ 0,1 * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001	0,09 273.37	0,12 262.91	0,17 324.94	0,09 230.63	0,07 192.48	0,08 184.37

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta Social Europea 2006/2007 y 2018/2019.

Fuente: Encuesta Social Europea 2006/07 y 2018/19.

Figura 3. Evolución de la valoración de la convivencia sin matrimonio en una escala del 1 (muy en desacuerdo) al 5 (muy de acuerdo). Mujeres y hombres respondiendo sobre individuos del propio sexo.

Aceptación de la fecundidad fuera del matrimonio

La fecundidad no matrimonial también ha ganado aceptación social en el periodo estudiado (figura 4). La valoración media de este fenómeno, en una escala del 1 (“muy en desacuerdo”) al 5 (“muy de acuerdo”) ha pasado de 3,9 a 4,2 para las mujeres, y de 3,8 a 3,9 en el caso de los hombres. Entre las primeras, el porcentaje de acuerdo o muy de acuerdo con la maternidad fuera del matrimonio ascendía al 70,9% en 2006/07 y a 79,7% en 2018/19. En el caso de los hombres, los porcentajes eran del 67,4% y 70,8%, respectivamente. Como en el caso de la convivencia sin matrimonio, el incremento se observa para ambos sexos e independientemente del nivel educativo, si bien es más evidente entre las mujeres, especialmente entre aquéllas con estudios universitarios (el porcentaje de acuerdo o muy de acuerdo con este fenómeno ha ascendido de un 73,8% al 86,5%). El análisis por grupos etarios corrobora que el aumento de la aceptación social de la fecundidad no matrimonial ha sido más evidente entre las mujeres y en particular entre las menores de 30 años. Entre las generaciones femeninas más jóvenes, el porcentaje de acuerdo o muy de acuerdo con la maternidad fuera de una unión matrimonial ascendía al 87% en 2018/19.

Los modelos de regresión lineal recogidos en la tabla 3 confirman que en los doce años transcurridos entre las dos olas se produjo un aumento estadísticamente significativo de la aceptación de la maternidad fuera del matrimonio entre las mujeres. Por el contrario, no parece que se haya producido una variación estadísticamente significativa de la valoración que los hombres realizan respecto a la paternidad no matrimonial. Tanto entre las mujeres como entre los hombres, la aceptación de la maternidad y paternidad fuera del matrimonio se vincula a un mayor nivel educativo (especialmente a estudios universitarios) y a un menor grado de religiosidad. Entre los hombres, esta variable muestra, asimismo, una asociación positiva y significativa con el hecho de haber tenido el primer empleo antes de los veinticinco años.

Valoración de la infecundidad voluntaria

Por último, los datos revelan un incremento generalizado en la aceptación social de la decisión de no tener descendencia (figura 5). Entre las mujeres, la valoración media de este fenómeno en una escala del 1 al 5 ha pasado de 3,5 en 2006/07 a 4 en 2018/19. El porcentaje que se declara de acuerdo o muy de acuerdo con esta opción de vida ha experimentado un importante aumento, pasando del 51,2% al 68%. Entre los hombres se observa la misma tendencia –en promedio, la valoración ha ascendido de 3,2 en 2006/07 a 3,5 en 2018/19–, y el porcentaje que manifiesta acuerdo con la elección de no tener hijos ha aumentado del 35,3% al 50,1%. En otras palabras, la aceptación social de la decisión de no tener descendencia no era mayoritaria en 2006/07, pero sí en 2018/19, y de manera particularmente pronunciada entre las mujeres.

Respecto al nivel educativo, la mejora en la valoración subjetiva de esta elección se observa en todos los grupos, siendo más pronunciada entre las mujeres sin estudios universitarios (0,5; el 68,2% se muestran de acuerdo o muy de acuerdo con esta opción vital en 2018/19), y más sutil entre los hombres sin estudios universitarios (0,3; mostrándose el 47,9% de acuerdo o muy de acuerdo). Los incrementos en la aceptación de la decisión de no tener hijos se observan en todos los grupos etarios, siendo especialmente evidentes entre las mujeres y los varones menores de 30 años (0,7 y 0,6 respectivamente). Las primeras muestran, además, el porcentaje medio de aprobación más elevado (el 75,8% están de acuerdo o muy de acuerdo con esta decisión).

Fuente: Encuesta Social Europea 2006/07 y 2018/19.

Figura 4. Evolución de la valoración de la fecundidad fuera del matrimonio en una escala del 1 (muy en desacuerdo) al 5 (muy de acuerdo). Mujeres y hombres respondiendo sobre individuos del propio sexo.

Fuente: Encuesta Social Europea 2006/07 y 2018/19.

Figura 5. Evolución de la valoración de la infecundidad voluntaria en una escala del 1 (muy en desacuerdo) al 5 (muy de acuerdo). Mujeres y hombres respondiendo sobre individuos del propio sexo.

Tabla 3. Regresión lineal múltiple de la aceptación de la convivencia y la fecundidad sin matrimonio y la infecundidad voluntaria.

(Errores estándar robustos entre paréntesis)	Mujeres			Hombres
	Convivencia sin matrimonio	Fecundidad no matrimonial	Infecundidad voluntaria	Convivencia sin matrimonio	Fecundidad no matrimonial	Infecundidad voluntaria
Segunda ola (2018/19)	0,32*** (0,09)	0,33*** (0,09)	0,53*** (0,11)	-0,04 (0,10)	0,09 (0,10)	0,40***(0,11)
Educación secundaria superior	0,15 (0,09)	0,19 (0,11)	0,27* (0,12)	0,18 (0,10)	0,12 (0,10)	0,19 (0,12)
Educación terciaria	0,24* (0,11)	0,33** (0,12)	0,40** (0,13)	0,26* (0,12)	0,21 (0,12)	0,11 (0,14)
Edad inferior a 30 años	0,08 (0,09)	0,16 (0,10)	-0,07 (0,11)	-0.02 (0,11)	-0,01 (0,11)	-0,07 (0,12)
Primer empleo antes de los 25 años	0,16 (0,09)	0,15 (0,10)	-0,05 (0,10)	0,13 (0,10)	0.33*** (0,10)	0,01 (0,11)
Experiencia de desempleo de larga duración	0,04 (0,11)	0,02 (0,12)	0,09 (0,12)	-0,06 (0,13)	0,12 (0,12)	-0,33* (0,15)
Contrato permanente	-0,17 (0,09)	-0,21* (0,10)	-0,15 (0,11)	-0,09 (0,10)	-0,06 (0,10)	-0,06 (0,11)
Grado de religiosidad	-0,08*** (0,02)	-0,08*** (0,02)	-0,09*** (0,02)	-0,07***(0,02)	-0,07***(0,02)	-0,08*** (0,02)
Residencia en área urbana	-0,02 (0,09)	0,03 (0,09)	-0,02 (0,10)	-0,12 (0,10)	-0,07 (0,10)	-0,08 (0,11)
Constante	4,11***(0,13)	3,98***(0,15)	3,78***(0,16)	4,01*** (0,14)	3,76***(0,14)	3,52*** (0,16)
N	361	362	360	346	346	344
R2 (no ajustado) p ≤ 0,1 * p ≤ 0,05; ** p ≤ 0,01; *** p ≤ 0,001	0,16	0,16	0,18	0,08	0,11	0,12

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta Social Europea 2006/2007 y 2018/2019.

El análisis multivariado de la tabla 3 confirma, de nuevo, el cambio de valores entre 2006/07 y 2018/19. La variable temporal correspondiente a la segunda ola muestra una relación positiva y estadísticamente significativa con una mayor aprobación de la decisión de no tener descendencia, tanto entre hombres como entre mujeres y en referencia a individuos de su mismo sexo. Esta variable dependiente correlaciona positivamente con la educación en el caso de las mujeres –tanto los estudios de secundaria superior como los de nivel universitario se asocian significativamente con una mejor valoración de la decisión de no ser madre. El grado de religiosidad, por su parte, muestra la relación negativa esperada con la aceptación de la infecundidad voluntaria, tanto en mujeres como en hombres.