Artículos

¿Cómo se hacen adultos/as los/as jóvenes en Uruguay? Incidencia del sexo y el nivel educativo en los eventos de transición a la vida adulta

How do Young People in Uruguay Become Adults? Incidence of Sex and Educational Level in Events of Transition to Adult Life

Amarilla, Diego

Diego Amarilla

amarilladiego7@gmail.com

Universidad de la República Uruguay

Revista Argentina de Estudios de Juventud

Universidad Nacional de La Plata, Argentina

ISSN-e: 1852-4907

Periodicidad: Frecuencia continua

núm. 18, e083, 2024

direccion.publicaciones@perio.unlp.edu.ar

Recepción: 12 Diciembre 2023

Aprobación: 25 Marzo 2024

Publicación: 17 Abril 2024

URL: https://portal.amelica.org/ameli/journal/371/37148983714898002/

DOI: https://doi.org/10.24215/18524907e083

License Creative Commons
Esta obra está bajo una Licencia Creative Commons Atribución-NoComercial-CompartirIgual 4.0 Internacional.

Modelo de publicación sin fines de lucro para conservar la naturaleza académica y abierta de la comunicación científica

ePub generado a partir de XML JATS4R

Resumen: A partir de un análisis cuantitativo de la Encuesta Nacional de Adolescencia y Juventud 2018, de la República Oriental del Uruguay, se analizan la intensidad y el calendario que presentan tres eventos de transición a la vida adulta (primer trabajo estable, primera autonomía residencial y tenencia del/la primer/a hijo/a) de acuerdo con los factores sexo y nivel educativo alcanzado en jóvenes de 24 a 30 años de todo el territorio nacional. Se concluye que la transición a la vida adulta puede retardarse en aquellos/as jóvenes de mayor nivel educativo y presentarse en forma prematura en aquellos/as con menor nivel educativo.

Palabras clave: curso de vida, trayectoria, juventud, vida adulta.

Abstract: Based on a quantitative analysis of the 2018 National Survey of Adolescence and Youth in the Oriental Republic of Uruguay, this study examines the intensity and timing of three events marking the transition to adulthood (first stable job, first residential independence, and first child) according to gender and educational level among young people aged 24 to 30 across the country. The findings suggest that the transition to adulthood may be delayed for those with higher educational levels and occur earlier for those with lower educational levels.

Keywords: life course, trajectory, youth, adult life.

Introducción

El presente artículo retoma la conceptualización de la juventud entendida desde un punto de vista demográfico, esto es, en tanto etapa del ciclo vital que tiene un inicio y un fin, y que se distingue de otras como la infancia, la adultez o la vejez. Esta consideración no supone soslayar que también presenta una dimensión social anclada en desigualdades materiales que hacen que los/as jóvenes vivan su juventud de maneras diferentes, lo que puede implicar disímiles transiciones a la vida adulta.

Investigar sobre los tránsitos a la vida adulta es relevante en el contexto nacional porque las tendencias demográficas sitúan a Uruguay en un proceso sostenido de envejecimiento poblacional. La avanzada transición demográfica que experimenta el país (Ministerio de Desarrollo Social, 2018), lleva a estimar que hacia 2030 las personas mayores de 64 años igualarán en proporción a las menores de 15 años, superándolas en los años sucesivos.

Los antecedentes de investigación que se consideran atienden a la transición educación-trabajo, a la primera autonomía residencial y a la tenencia del/la primer/a hijo/a. En estos estudios predomina el abordaje cuantitativo y se destacan dos variables explicativas de segmentación que se presentan como las más robustas para dar cuenta de las desigualdades: el sexo y el nivel educativo alcanzado.

A partir de un estudio cuantitativo, que utiliza el análisis de historia de eventos (HDE), en este trabajo se describen y se caracterizan los calendarios y las intensidades de los tránsitos por los eventos de interés (primer trabajo estable, primera autonomía residencial y tenencia del/la primer/a hijo/a), de acuerdo con los factores sexo y nivel educativo alcanzado en jóvenes de 24 a 30 años de todo el territorio nacional sobre la base de la Encuesta Nacional de Adolescencia y Juventud (ENAJ) 2018 (https://www.gub.uy/instituto-nacional-estadistica/datos-y-estadisticas/encuestas/encuesta-nacional-adolescentes-juventud-enaj-2018). 1

La perspectiva del curso de vida

En los estudios sociológicos sobre jóvenes y transiciones a la vida adulta resultan cruciales los aportes del enfoque del curso de vida, que se consolidó desde la década de los setenta y que encuentra en el sociólogo estadounidense Glen Elder a uno de sus mayores exponentes (Blanco, 2011). Elder y sus colaboradores (2003) han aportado al análisis de las transiciones a la vida adulta desde un punto de vista conceptual, proponiendo los términos curso de vida, trayectoria y transición.

La contribución más relevante del enfoque del curso de vida se relaciona con su escisión respecto del concepto de ciclo vital. Para estos autores, dicha noción es deudora de una referencia biológica, universal y a-histórica, por lo que proponen el concepto de curso de vida que se compone de trayectorias y de transiciones, posiblemente, no homogéneas.

La trayectoria, desde la perspectiva del curso de vida, es entendida como

[…] la visión a largo plazo del enfoque del curso de vida y se puede definir por el proceso de envejecimiento o por el movimiento a lo largo de la estructura de edad […]. Asimismo, las trayectorias abarcan una variedad de ámbitos o de dominios (trabajo, escolaridad, vida reproductiva, migración, etc.) que son interdependientes; el análisis de entrelazamiento de las trayectorias vitales, tanto en un mismo individuo como en su relación con otros individuos o conglomerados […], es central para el enfoque del curso de vida (Blanco, 2011, p. 12).

Si el término trayectoria hace referencia a los diferentes dominios a lo largo del curso de vida, desde este enfoque, la transición es pensada como

(los) cambios de estado, de posición o de situación, no necesariamente predeterminados o absolutamente previsibles, aunque –al igual que con las trayectorias–, en términos generales, hay algunos cambios que tienen mayores o menores probabilidades de ocurrir (por ejemplo, entradas y salidas del sistema educativo, del mercado de trabajo, del matrimonio, etc.) debido a que sigue prevaleciendo un sistema de expectativas en torno a la edad, el cual también varía por ámbitos, grupos de diversa índole y culturas o sociedades. Lo que el enfoque del curso de vida destaca es que las transiciones no son fijas y se pueden presentar en diferentes momentos sin estar predeterminadas. [En este sentido,] las transiciones siempre están contenidas en las trayectorias, que son las que les dan forma y sentido (Blanco, 2011, pp. 12-13).

Las definiciones aportadas por el enfoque del curso de vida se subsumen en cinco principios básicos que pueden sintetizarse de la siguiente manera:

1. Principio del desarrollo a lo largo del tiempo (life-span development): alude a la importancia de analizar el curso de vida a largo plazo, desde el nacimiento hasta la muerte. 2

2. Principio de tiempo y lugar (time and place): refiere al contexto sociohistórico y espacial de los individuos.

3. Principio del timing: se relaciona con la sucesión de eventos en la vida de los individuos, pensando siempre en su interrelación con contextos y con estructuras sociales, así como en la contingencia de las transiciones.

4. Principio de vidas interconectadas (linked lives): se vincula con las diversas lógicas de los grupos sociales que integran los individuos (en las dinámicas familiares, por ejemplo, una transición individual puede generar transiciones en los otros miembros de la familia).

5. Principio del libre albedrío (agency): remite a la capacidad de libertad que tienen los individuos en la toma de decisiones, sin perder de vista los diferentes condicionantes sociales ( Elder y otros, 2003).

La perspectiva del curso de vida es un enfoque con un denso potencial analítico debido a que permite abordar dos ejes centrales que se entrecruzan en el estudio de trayectorias vitales: la intersección entre la biografía de los individuos y el contexto sociohistórico (principios 1 y 2), y la relación entre la agencia 3 y los límites de posición social 4 (principios 3, 4 y 5).

Desde el enfoque del curso de vida, interesa estudiar las transiciones, en general, y las transiciones referidas a la vida adulta, en particular. Al respecto, Joaquim Casal (1996) distingue entre el enfoque de transiciones de uso simple y el enfoque de transiciones de uso complejo. 5 Mientras que los trabajos que se inscriben en el primero hacen foco en la transición educación-trabajo, los segundos complejizan el pasaje a la vida adulta, teniendo en cuenta las transiciones que se producen desde el desarrollo de la adolescencia hasta la emancipación familiar plena. De este modo, el enfoque de transiciones de uso complejo va más allá de la posición ocupada por los/as jóvenes en el mundo del trabajo y atiende a un proceso de enclasamiento más denso que incluye la formación de un hogar propio, la consolidación laboral, la conformación de uniones conyugales y la tenencia de hijos/as.

A los efectos de esta investigación, interesa estudiar los eventos de transición al primer trabajo estable, a la primera autonomía residencial y a la tenencia del/la primer/a hijo/a.

Jóvenes y transiciones a la vida adulta en Uruguay

Las personas que tienen entre 15 y 29 años suelen ser definidas (con matices institucionales, según cada país) como jóvenes. A efectos operativos, el presente artículo define a los/as jóvenes de acuerdo con este rango. Según datos censales, la proporción de jóvenes en Uruguay se ha mantenido estable entre los años 1963 y 2011, promediando poco más de 22 % del total de la población. Se observa, además, una disminución en el grupo de 0 a 14 años (28,11 %, en 1963, y 21,66 %, en 2011) y un aumento en la frecuencia de personas mayores de 61 años (10,68 %, en 1963, y 17,74 %, en 2011), lo que confirma una tendencia sostenida de envejecimiento poblacional [Gráfico 1].

La sociedad uruguaya no solo ha sufrido cambios en la composición etaria de su población, sino que en el mismo período de tiempo el nivel educativo alcanzado ha crecido de manera sostenida. De acuerdo con los datos censales, para 1963 [Gráfico 2] menos del 1 % de la población había finalizado los estudios universitarios, mientras que en 2011 un 4,6 % había concluido dicho nivel. La tendencia de mejora se traslada al nivel educativo secundaria completa, que durante el período de tiempo estudiado crece en forma escalonada, al tiempo que disminuye la cantidad de personas con primaria incompleta como mayor logro educativo.

Gráfico 1
Distribución de la población por tramos de edad (1963-2011)

Fuente: elaboración propia sobre la base de datos censales del Integrated Public Use Microdata Series (IPUMS)

Gráfico 2
Distribución de la población por nivel educativo (1963-2011)

Fuente: elaboración propia sobre la base de datos censales del Integrated Public Use Microdata Series (IPUMS)

A partir de la primera edición de la ENAJ, realizada en 1990, los análisis sociológicos no tardaron en problematizar y en hacer foco sobre las desigualdades sociales que afectaban a los/as jóvenes. Las diferencias intra-cohorte fueron advertidas en un pionero trabajo de Germán Rama y de Carlos Filgueira (1991), siendo las transiciones a la vida adulta profundizadas en un posterior trabajo del propio Filgueira (1998), quien se detiene, con especial atención, en la conceptualización de la emancipación y la autonomía del hogar de origen. Sus hallazgos en el estudio de eventos como el primer trabajo estable, la primera autonomía residencial y la tenencia del/la primer/a hijo/a mantendrían las tendencias, tal como demuestran posteriores investigaciones sobre transiciones a la vida adulta (Cardozo & Iervolino, 2009; Filardo, 2017; Ciganda, 2008; Ciganda & Pardo, 2013; Varela, Fostik & Fernández, 2013).

Para estos/as autores/as, los tránsitos adquieren segmentaciones marcadas de acuerdo con variables como el nivel educativo y el sexo, de modo que mientras la transición por los eventos de interés se torna precoz en jóvenes de nivel educativo bajo, sus pares de nivel educativo alto la experimentan de manera más tardía. Frente a esto, la advertencia hecha por Filgueira (1998) sobre la polarización en las formas de tránsito a la vida adulta en Uruguay es una hipótesis que, con matices, se sostuvo en las décadas siguientes.

A esto se suma el aporte de Santiago Cardozo y de Alejandra Iervolino (2009), quienes contribuyeron a dar cuenta de la evolución de las desigualdades intra-cohorte a lo largo del tiempo. 6 Al introducir variables de segmentación como el sexo y el nivel educativo, los/as autores/as hallaron distancias significativas tanto en los calendarios como en las transiciones. 7

Hipótesis de investigación

Las conclusiones y los hallazgos presentes en los antecedentes nacionales permiten considerar que el sexo y el nivel educativo constituyen factores determinantes en las desigualdades que presentan los tránsitos a la vida adulta. Debido a esto, se medirá en tres ejemplos de transiciones (al primer trabajo estable, a la primera autonomía residencial y a la tenencia del/la primer/a hijo/a) de qué manera estas variables modelan el curso de vida y generan variaciones en las trayectorias de los/as jóvenes respecto del promedio de tránsitos.

Esta variación es producto de la estructura social que a todos/as afecta. Como indicador de la desigualdad social, en este trabajo se utiliza el nivel educativo, que suele estar condicionado por los orígenes de clase de los/as jóvenes (Rama & Filgueira, 1991; Boado & Fernández, 2010). De este modo, podría interpretarse que en el curso de vida las diferentes temporalidades intra-cohorte constituyen una postergación de bajo costo, para algunos/as, y un sacrificio, para otros/as.

Metodología y procesamiento de datos

Para el análisis de los datos se recurrió al procesamiento de la ENAJ 2018 (Instituto Nacional de Estadística, 2018). 8 En lo que respecta a la unidad de análisis, se decidió utilizar el intervalo de 24 a 30 años en la medida en que se considera una etapa de la juventud en la que pueden observarse, de forma más clara, las desigualdades en los eventos de transición. Para filtrar la muestra en dicho intervalo, se utilizó un ponderador para cada estimación realizada. Esta decisión de filtrado implica una modificación del n de la muestra, que en una primera instancia asciende a 1 209 870 casos usando el ponderador (el n sin ponderar es de 6 534 casos).

Una vez filtrada la base, se obtuvo una sub-muestra para el rango de 24 a 30 años y el n pasó a ser de 326 564 casos, compuesto por 52,1 % de mujeres y 47,9 % de hombres [Tabla 1]. En cuanto a la distribución geográfica, los casos correspondientes a la ciudad de Montevideo constituyen el 45,2 %. Las localidades urbanas con 5 000 habitantes o más acumulan el 39,2 %; las localidades urbanas de menos de 5 000 habitantes, el 11,5 %; y los/as habitantes de áreas rurales, el 3,5 % [Tabla 2].

Tabla 1

Distribución de la variable sexo por frecuencia y por porcentaje entre los 24 y 30 años de edad.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Tabla 2

Distribución de la variable región de residencia por frecuencia y por porcentaje entre los 24 y 30 años de edad.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Las variables dependientes trabajadas desde la ENAJ 2018 contienen particularidades en su constitución que deben ser aclaradas para una correcta interpretación de los resultados. El evento relativo al primer trabajo estable tiene en cuenta la edad en la que el individuo tuvo su primera experiencia laboral igual o superior a los tres meses de duración; la variable referida a la primera autonomía residencial respecto al hogar de origen se construye de acuerdo con la primera experiencia en la que el individuo se fue a vivir a un hogar diferente al de origen, lo que implica que al momento de ser encuestado puede vivir solo o haber regresado al hogar de origen; en el caso de la tenencia del/la primer/a hijo/a, se computa la edad del individuo al momento de ser madre o padre por primera vez.

La variable independiente «nivel educativo alcanzado» se compone por cuatro categorías: 1) jóvenes que no finalizaron la educación media; 9 2) jóvenes que finalizaron la educación media superior pero no asistieron a instancias de educación terciaria; 3) jóvenes que finalizaron la educación media superior y asistieron o asisten al nivel terciario de educación; 10 y 4) jóvenes que finalizaron una carrera de educación terciaria [Tabla 3].

La primera fase del estudio estadístico es de carácter descriptivo, basándose en el análisis de HDE. Una expeditiva definición de esta técnica sería la explicación de por qué ciertos individuos tienen mayores probabilidades de experimentar determinado evento (Solís, 2013). Tal como se manifesta en los antecedentes de investigación, las potencialidades de esta técnica de análisis son especialmente relevantes para el caso de las transiciones a la vida adulta, en la medida en la que posibilita la descripción de desigualdades intra-cohorte asociadas a los eventos de interés de quien investiga.

Tabla 3

Distribución de la variable nivel educativo alcanzado por frecuencia y por porcentaje entre los 24 y 30 años de edad.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

En el apartado siguiente se analizan las diferencias en la intensidad y en el calendario de los tránsitos por tres eventos tradicionales de pasaje a la vida adulta: el primer trabajo estable, la primera autonomía residencial y la tenencia del/la primer/a hijo/a en jóvenes de todo el país comprendidos entre los 24 y los 30 años, a fin de visibilizar las desigualdades intra-cohorte de acuerdo con las variables explicativas nivel educativo alcanzado y sexo.

En la lectura de los gráficos de HDE es importante distinguir entre la intensidad y los calendarios de tránsitos. En este artículo se define al término cohorte de forma operativa para poder clasificar a un conjunto de personas que comparten fechas de nacimiento próximas, lo que, en este caso, permite objetivarlas como jóvenes. La intensidad supone el porcentaje acumulado de casos que transitan por el evento de interés en el punto de corte 11 definido por quien investiga; en otras palabras y a modo de ejemplo, se trata de medir la proporción de jóvenes que transitaron a la autonomía residencial en una edad determinada. El calendario, en tanto, alude a la temporalidad en la que ocurre el evento: retomando la conceptualización del enfoque del curso de vida, las transiciones pueden darse de manera precoz o en forma tardía en las trayectorias vitales, según el promedio de transiciones observado.

Las transiciones intra-cohorte a la luz de la historia de eventos

Transición al primer trabajo estable

Las desigualdades intra-cohorte entre mujeres que transitan el evento primer trabajo estable pautan calendarios e intensidades desiguales de acuerdo con el nivel educativo. En primer lugar, cabe destacar que aquellas jóvenes con menor nivel educativo (no finalizaron educación media / finalizaron educación media pero no asistieron a educación terciaria) transitan al primer trabajo estable de manera más temprana que sus pares intra-cohorte de mayor nivel educativo, lo que pauta calendarios de pasaje diferenciales. La mediana de jóvenes con menor nivel educativo (no finalizaron educación media) que transitaron por el evento de interés se sitúa entre los 17 y 18 años, mientras que en las jóvenes de mayor nivel educativo (finalizaron educación terciaria) se ubica entre los 20 y 21 años. Cabe acotar que el promedio general de transición ubica la mediana entre los 18 y 19 años [Gráfico 3].

La intensidad en el tránsito por el evento en cuestión se asemeja hacia los 23 años en el caso de las jóvenes que asistieron / asisten a la educación terciaria (84,65 %) y que egresaron de la educación terciaria (84,34 %), respectivamente, y de aquellas que no finalizaron la educación media (86,76 %), siendo las jóvenes que finalizaron la educación media y no asistieron a educación terciaria las que transitan con mayor intensidad por el evento de interés (tomando como referencia la edad de 23 años, la intensidad en el pasaje es del 91,98 %).

En el caso de los hombres, el promedio general de transición es más temprano, ubicándose la mediana entre los 17 y 18 años. El calendario de tránsito adquiere un formato precoz para los jóvenes que no finalizaron la educación media, y para los que sí la finalizaron y no asistieron al nivel terciario, en relación con sus pares intra-cohorte de mayor nivel educativo. La mediana de la proporción acumulada de jóvenes que transitan hacia el primer trabajo estable se ubica entre los 17 y 18 años para aquellos que no finalizaron la educación media, y entre los 19 y 20 años para aquellos que finalizaron la educación terciaria [Gráfico 4].

Las diferencias en la intensidad de tránsito al mundo del trabajo son más notorias cuando se compara por la referencia del tercer cuartil (75 % de la proporción acumulada de jóvenes que transitaron por el evento de interés): entre los jóvenes que no finalizaron la educación media se ubica, al igual que la mediana, entre los 17 y 18 años, mientras que entre sus pares intra-cohorte de mayor nivel educativo (finalizaron la educación terciaria), se ubica entre los 21 y 22 años, lo que pauta amplias diferencias en este tipo de tránsito. Como en el caso de las mujeres, esto se explicaría por un mayor tiempo de estadía en el sistema educativo formal.

Gráfico 3
Porcentaje acumulado de mujeres de 24 a 30 años de todo el país que transitaron el evento primer trabajo estable en función del nivel educativo.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Gráfico 4
Porcentaje acumulado de hombres de 24 a 30 años de todo el país que transitaron el evento primer trabajo estable en función del nivel educativo.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Transición a la primera autonomía residencial

En lo referente a la primera autonomía residencial respecto al hogar de origen, se observan agudas diferencias entre las mujeres según el nivel educativo alcanzado. El calendario de las jóvenes que no finalizaron la educación media se torna precoz en comparación con sus pares de mayor nivel educativo. Hacia los 19 años la intensidad de pasaje adquiere su mayor distancia: mientras que 50,98 % de las jóvenes de menor nivel educativo había transitado hacia su primera autonomía residencial, aquellas que finalizaron la educación media y no asistieron al nivel terciario lo habían hecho en un 20,71 %; en tanto, las que asistieron / asisten a la educación terciaria y las que finalizaron dicho ciclo lo hacían en un 19,24 % y 14,62 %, respectivamente, de modo que en ninguna de las tres categorías se supera el umbral del primer cuartil de proporción acumulada de jóvenes que transitan por el evento de interés [Gráfico 5].

Si se toma como medida comparativa la mediana de la proporción acumulada repecto de este evento, cabe destacar las diferencias en las que se experimenta el tiempo social: para las mujeres que no finalizaron la educación media, la mediana se ubica entre los 18 y 19 años, mientras que para sus pares intra-cohorte que finalizaron la educación terciaria, se ubica entre los 25 y 26 años. Las jóvenes de menor nivel educativo alcanzado se distancian notoriamente en intensidad y en calendario de sus pares de mayor nivel educativo y del promedio general de transición, que no toma en cuenta diferencias por los logros educativos de las jóvenes. Nuevamente, las diferencias en las formas de tránsito permiten cartografiar cursos de vida con calendarizaciones marcadamente desiguales.

Entre los hombres, el calendario del pasaje hacia la primera autonomía residencial sigue una tendencia divergente respecto a las mujeres: los jóvenes que no finalizaron la educación media y sus pares intra-cohorte de mayor nivel educativo (aquellos que finalizaron la educación terciaria) tienen una calendarización y una intensidad similar en el pasaje por el evento de interés. Para los jóvenes con menor nivel educativo, la mediana se sitúa entre los 23 y 24 años; para los de mayor nivel educativo, entre los 24 y 25 años [Gráfico 6].

Sin embargo, existen diferencias cuando se comparan con los jóvenes que finalizaron la educación media y no asistieron a la educación terciaria, así como con aquellos que asisten o asistieron al nivel terciario: mientras que los primeros tienen un calendario más tardío de tránsitos, ubicándose la mediana de la proporción acumulada entre los 27 y 28 años; en los segundos, la mediana se ubica entre los 25 y 26 años.

Gráfico 5
Porcentaje acumulado de mujeres de 24 a 30 años de todo el país que transitaron el evento primera autonomía residencial respecto al hogar de origen en función del nivel educativo.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Gráfico 6
Porcentaje acumulado de hombres de 24 a 30 años de todo el país que transitaron el evento primera autonomía residencial respecto al hogar de origen en función del nivel educativo.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Transición al evento tenencia del/a primer/a hijo/a

Las transiciones referidas al evento tenencia del/la primer/a hijo/a son las que pautan los calendarios y las intensidades con mayores diferencias intra-cohorte cuando la comparación es entre las propias mujeres de acuerdo con el nivel educativo alcanzado. En este sentido, se aprecia una profunda brecha en la proporción acumulada de jóvenes que tuvieron su primer/a hijo/a: tomando como referencia los 29 años de edad, las mujeres que no finalizaron la educación media transitaron el evento de interés en un 82,66 %, mientras que aquellas que egresaron de carreras terciarias se sitúan por debajo del 25 % de la proporción acumulada de tránsitos [Gráfico 7].

Otra de las miradas posibles ante la divergencia de calendarios entre las jóvenes es observar la ubicación de la mediana de tránsitos: en las jóvenes que no finalizaron la educación media se ubica entre los 20 y 21 años, y en aquellas que finalizaron la educación media y no asistieron a la educación terciaria dicho estadístico descriptivo se sitúa entre los 24 y 25 años. En el caso de las jóvenes que egresaron de la educación terciaria la proporción de tránsitos no llega al primer cuartil hacia los 29 años, permaneciendo en población con probabilidad de experimentar la maternidad por primera vez la amplia mayoría de los casos correspondientes a dicha categoría (78,04 %); en tanto, para aquellas mujeres que asistieron / asisten a instancias de educación terciaria el primer cuartil de jóvenes que transitaron hacia la maternidad se ubica entre los 26 y 27 años. 12

En relación con la fundamentación teórica, los hallazgos permiten observar cómo las transiciones van dando forma a trayectorias de vida que son marcadamente diferenciadas de acuerdo con el posicionamiento social, que se refleja en el nivel educativo alcanzado por los individuos.

En el caso de los hombres, también se registran importantes diferencias de acuerdo con el nivel educativo. El calendario de paternidad de aquellos que no finalizaron la educación media es prematuro en relación con sus pares intra-cohorte de mayor nivel educativo. La brecha en la intensidad de los tránsitos es considerable: hacia los 29 años, la proporción acumulada de quienes finalizaron la educación terciaria y tuvieron su primer/a hijo/a se sitúa en un 15,18 %, mientras que aquellos que no finalizaron la educación media transitaron a la paternidad en un 54 % [Gráfico 8].

La mediana de jóvenes que no finalizaron la educación media y transitaron hacia la paternidad se ubica entre los 28 y 29 años, mientras que sus pares con mayor nivel educativo no logran alcanzar el primer cuartil de tránsitos acumulados hacia los 29 años, lo que pauta diferencias notorias. Como en el caso de las mujeres, estas son las de mayor calado teniendo en cuenta el análisis de los tres eventos de transición.

Gráfico 7
Porcentaje acumulado de mujeres de 24 a 30 años de todo el país que transitaron el evento tenencia del/la primer/a hijo/a en función del nivel educativo.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Gráfico 8
Porcentaje acumulado de hombres de 24 a 30 años de todo el país que transitaron el evento tenencia del/la primer/a hijo/a en función del nivel educativo.

Fuente: elaboración propia sobre la base de la ENAJ 2018

Análisis multivariado

En la presente sección, se profundiza en el análisis estadístico sobre los tránsitos a la vida adulta mediante modelos de regresión logística que habiliten el análisis inferencial de los fenómenos de interés. En una primera instancia, se determina el rol lógico de las variables para cada modelo: el Modelo 1 toma como variable dependiente la transición al primer trabajo estable; el Modelo 2 corresponde a la predicción del tránsito hacia la primera autonomía residencial; el Modelo 3 hace lo propio con la tenencia del/la primer/a hijo/a [Tabla 4].

Tabla 4

Rol lógico de las variables.

Fuente: elaboración propia

Tabla 5

Modelos de regresión logística para la estimación de los eventos de tránsito a la vida adulta (Significación estadística: *** p<0,001; ** p<0,01; * p<0,05).

Fuente: elaboración propia

Modelo 1 - Tránsito hacia el primer trabajo estable

En el modelo que busca estimar la probabilidad de ocurrencia del tránsito al primer trabajo estable la bondad de ajuste reflejada en el R2 Nagelkerke arroja un valor de 0,06. Esto se traduce en que la varianza explicada del fenómeno del modelo es del 6 %, lo que supone un potencial explicativo bajo.

En la predicción del evento tránsito hacia el primer trabajo estable, se posicionan como las variables explicativas más potentes el tránsito hacia la primera autonomía residencial, la región de residencia y el sexo.

En lo que respecta a los/as jóvenes/as que transitaron hacia su primer autonomía residencial, las odds ratio son mayores a 0 (0,64219) y resultan estadísticamente significativas (p-valor < 0,05). Esto indica que a medida que la autonomía residencial aumenta también aumenta significativamente las odds de tener trabajo.

La región de residencia es otro de los factores que se presenta con más potencia a la hora de explicar el tránsito hacia el mundo del trabajo: la odds ratio es menor a 1 (-0,57559) y resulta estadísticamente significativa (p-valor < 0,05). Esto indica que vivir en áreas rurales está asociado con una disminución significativa en las odds de tener trabajo en comparación con la región de referencia que es Montevideo.

La odds ratio del factor sexo es menor a 1 (-0,80922) y resulta estadísticamente significativa (p-valor < 0,05). Esto indica que ser mujer está asociado con una significativa disminución en las odds de tener trabajo en comparación con ser hombre.

En este caso, las variables nivel educativo alcanzado y transición al/la primer/a hijo/a no son estadísticamente significativas.

Modelo 2 - Tránsito hacia la primera autonomía residencial

En el modelo que busca predecir el tránsito a la primera autonomía residencial, la bondad de ajuste reflejada en el R2 Nagelkerke es de 0,17, lo que se condice con un modelo que pauta una capacidad explicativa moderada para la predicción del fenómeno. Esto supone que, aproximadamente, el 17 % de la variabilidad del evento de interés es explicada por los factores que conforman el modelo.

En la predicción del evento tránsito a la primera autonomía residencial, las variables que tienen mayor potencial explicativo son las asociadas con los eventos de transición a la vida adulta.

Para aquellos/as jóvenes que son padres/madres la odds ratio es mayor a 1 (1,848449) y resulta estadísticamente significativa (p-valor < 0,05). Esto indica que transitar hacia la paternidad o la maternidad se asocia con un aumento significativo en las odds de alcanzar autonomía residencial.

En lo que respecta al tránsito al mundo del trabajo, la odds ratio es mayor a 0 (0,616147) y resulta estadísticamente significativa (p-valor < 0,05). Esto indica que transitar al evento primer trabajo estable está asociado con un aumento significativo en las odds de alcanzar autonomía residencial.

En este caso, las variables nivel educativo alcanzado, sexo y región de residencia no son estadísticamente significativas, por lo que no puede rechazarse la hipótesis nula de no asociación.

Modelo 3 - Tránsito hacia la tenencia del/la primer/a hijo/a

El modelo de regresión logística que buscar predecir la ocurrencia de transitar a la tenencia del/la primer/a hijo/a demuestra robustez y potencial explicativo, con base en una bondad de ajuste del modelo que se refleja en el valor de 0,41 del R2 de Nagelkerke, lo que permite, además, cumplir con el principio de parsimonia, 13 ya que con las variables predictoras se explica, aproximadamente, un 41 % de la variabilidad del fenómeno.

En la predicción del evento tenencia del/la primer/a hijo/a, las variables que resultan estadísticamente significativas son el nivel educativo alcanzado, el sexo y el tránsito a la primera autonomía residencial.

Por cada unidad que aumenta la variable nivel educativo alcanzado, las odds ratio disminuyen en 0,94864. Esto indica que a medida que el nivel educativo aumenta (tomando como categoría de referencia no haber finalizado la educación media) la probabilidad de ocurrencia del evento disminuye.

Respecto de la variable sexo, por cada unidad que aumenta la variable (donde 1 representa hombres y 2 representa mujeres), las odds ratio aumentan en 1,31559. Esto indica que la probabilidad de que el evento ocurra es mayor para las mujeres en comparación con los hombres.

En tanto, por cada unidad que aumenta la variable referente al tránsito a la primera autonomía residencial, las odds ratio aumentan en 1,76772. Esto indica que la probabilidad de que el evento ocurra aumenta en aquellos/as jóvenes que transitaron al evento de autonomía residencial.

En este caso, las variables tránsito al primer trabajo estable y región de residencia no son estadísticamente significativas, por lo que no puede rechazarse la hipótesis nula de no asociación.

Pruebas paramétricas de multicolinealidad

Para finalizar el análisis inferencial se realizan pruebas de multicolinealidad, que refieren a la presencia de alta correlación entre dos o más variables predictoras en un modelo de regresión. Este fenómeno puede tener importantes implicaciones en la interpretación y en la estabilidad de los resultados del modelo. La forma de medir la multicolinealidad en los modelos lineales y no lineales se basa en el índice VIF (Variance Inflation Factor), 14 que cuantifica cuánto aumenta la varianza de un coeficiente de regresión debido a la multicolinealidad. Este índice se calcula para cada variable independiente en el modelo y se expresa como la proporción de la varianza de un coeficiente de regresión específico dividida por la varianza que se tendría si esa variable no estuviera correlacionada con las otras en el modelo. El VIF tiene un recorrido de 1 a infinito. De acuerdo con Paul Allison (2012), existe multicolinealidad cuando los resultados del índice superan 2,50.

El análisis del VIF ayuda a identificar qué variables pueden estar contribuyendo a la multicolinealidad, lo que permite ajustes en el modelo para mejorar su estabilidad y su fiabilidad. La baja multicolinealidad es deseable para obtener estimaciones precisas y confiables de los parámetros del modelo.

Tabla 6

Análisis de multicolinealidad en base al índice VIF para cada modelo de regresión logística.

Fuente: elaboración propia

De acuerdo con el análisis del índice VIF se puede afirmar que no existe una alta multicolinealidad entre las variables independientes de los diferentes modelos. Aunque algunos VIF están ligeramente por encima de 1, no parecen indicar problemas graves de multicolinealidad. En este caso, los valores son moderados y podrían considerarse aceptables [Tabla 6].

Reflexiones finales

El presente trabajo corrobora las diferencias en las transiciones sobre la base de variables independientes como el nivel educativo alcanzado y el sexo, que fueron advertidas desde los antecedentes sociológicos y demográficos a nivel nacional, lo que confirma la hipótesis de la investigación sobre cómo afecta a los cursos de vida el posicionamiento en la estructura social.

De acuerdo con el análisis de historia de eventos, las diferencias en la intensidad y en el calendario que presentan la transición al mundo del trabajo, la primera autonomía residencial y la tenencia del/la primer/a hijo/a permiten trazar perfiles diferenciados de acuerdo con el nivel educativo alcanzado: los pasajes de los/as jóvenes que no finalizaron la educación media presentan una calendarización temprana en comparación con los de aquellos/as que egresaron de carreras terciarias.

En la etapa de análisis inferencial se confirma la evidencia surgida del análisis de historia de eventos. Para el tránsito hacia el primer trabajo estable, las predictoras significativas son la región de residencia, el tránsito hacia la primera autonomía residencial y el sexo. En este caso, los hombres que transitaron a la primera autonomía residencial y que viven en Montevideo se posicionan como aquellos más propensos a experimentar este evento. Cabe acotar que dentro del análisis de la bondad de ajuste de los modelos, el que predice el tránsito hacia el mundo del trabajo es el que tiene menor potencia, ya que las variables incluidas no superan el 10 % de la varianza explicada.

En el caso del tránsito hacia la primera autonomía residencial, las variables independientes significativas que mejor explican la probabilidad de este evento son dos predictoras asociadas a volverse adulto: el tránsito hacia el primer trabajo estable y la tenencia del/la primer/a hijo/a, siendo aquellos/as jóvenes que transitan a su primer trabajo y que tienen hijos/as los más propensos a dar el salto hacia la autonomía.

Finalmente, en la predicción del tránsito hacia la paternidad y la maternidad son el nivel educativo alcanzado, el tránsito hacia la primera autonomía residencial y el sexo los factores explicativos más potentes: el perfil de mayor probabilidad para ese tránsito es el de las mujeres con menor nivel educativo alcanzado (no finalizó educación media) y que transitaron hacia la primera autonomía residencial.

Si las desigualdades educativas operan para generar estas diferencias en las transiciones es porque son consecuencia de las desigualdades de clase que hay detrás de ellas. Desde la conceptualización de Elder y sus colaboradores (2003), el análisis realizado muestra cómo un conjunto de transiciones que difieren entre los diferentes cursos de vida de los individuos generan trayectorias vitales desiguales. En otras palabras, la diferencia en el posicionamiento en la estructura social tiene como resultado que la transición a la vida adulta pueda retardarse entre las clases sociales medias y altas, mientras que la tendencia en la base social es a una transición más prematura.

En tal sentido, este estudio no solo reafirma los resultados y las proyecciones de investigaciones similares realizadas en años anteriores, sino que destaca la persistencia de las tendencias observadas a lo largo del tiempo. A pesar de los años transcurridos, los hallazgos indican que los procesos de transición a la vida adulta siguen un patrón constante en relación con el nivel educativo y el sexo de los/as jóvenes. Este aporte es significativo, ya que proporciona una base sólida para futuras investigaciones y políticas orientadas a entender y a apoyar las trayectorias de vida de los jóvenes en Uruguay.

Referencias

Allison, P. (10 de septiembre de 2012). When Can You Safely Ignore Multicollinearity? Statistical Horizons. https://statisticalhorizons.com/multicollinearity/

Blanco, M. (2011). El enfoque del curso de vida: orígenes y desarrollo. Revista Latinoamericana de Población, 5(8). https://doi.org/10.31406/relap2011.v5.i1.n8.1

Boado, M. y Fernández, T. (2010). Trayectorias académicas y laborales de los jóvenes en Uruguay. El panel PISA 2003-2007. Universidad de la República.

Cardozo, S. e Iervolino, A. (2009). Adiós juventud: tendencias en las transiciones a la vida adulta en Uruguay. Revista de Ciencias Sociales, (25), 60-81.

Casal, J. (1996). Modos emergentes de transición a la vida adulta en el umbral del siglo XXI: aproximación sucesiva, precariedad y desestructuración. Revista Española de Investigaciones Sociológicas, (75), 295-316.

Ciganda, D. (2008). Jóvenes en transición hacia la vida adulta: el orden de los factores ¿no altera el resultado? En C. Varela (Coord.), Demografía de una sociedad en transición. La población uruguaya a inicios del siglo XXI. Fondo de Población de las Naciones Unidas (UNFPA) / Trilce.

Ciganda, D. y Pardo, I. (2013). Emancipación y formación de hogares entre los jóvenes uruguayos: las transformaciones recientes. En A. Pellegrino y C. Varela (Coords.). Hacerse adulto en Uruguay. Un estudio demográfico (pp. 15-38). Universidad de la República.

Dannefer, D. (2018). Systemic and Reflexive: Foundations of Cumulative Dis/Advantage and Life-Course Processes. Journal of Gerontology: Series B, 7(6), 1249-1263. https://doi.org/10.1093/geronb/gby118

DiPrete, T. y Eirich, G. (2006). Cumulative Advantage as a Mechanism for Inequality: A Review of Theoretical and Empirical Developments. Annual Review of Sociology, (32), 271-297. https://doi.org/10.1146/annurev.soc.32.061604.123127

Elder, G., Kirkpatric, M. y Crosnoe, R. (2003). The Emergence and Development of Life Course Theory. En J. Mortimer y M. Shanahan (Eds.), Handbook of the Life Course (pp. 3-19). Kluwer.

Evans, K. (2002). Taking Control of their Lives? Agency in Young Adult Transitions in England and the New Germany. Journal of Youth Studies, 5(3), 245-271.

Filardo, V. (2017). Desigualdad en jóvenes del Uruguay (2008-2013): análisis de la intensidad, calendario y secuencia de eventos de transición. Revista Latinoamericana de Estudios del Trabajo, 22(36). http://alast.info/relet/index.php/relet/article/view/291

Filgueira, C. (1998). Emancipación juvenil: trayectorias y destinos. CEPAL-ONU, Oficina de Montevideo.

Instituto Nacional de Estadística (INE). (2018). IV Encuesta Nacional de Adolescencia y Juventud (ENAJ) 2018. Ministerio de Desarrollo Social (MIDES), Instituto Nacional de la Juventud (INJU). https://www.gub.uy/instituto-nacional-estadistica/datos-y-estadisticas/encuestas/encuesta-nacional-adolescentes-juventud-enaj-2018

Ministerio de Desarrollo Social y Oficina de Planeamiento y Presupuesto. (Eds.). (2018). Reporte Uruguay 2017. Dirección de Presupuestos, Control y Evaluación de la Gestión. https://www.gub.uy/ministerio-desarrollo-social/comunicacion/publicaciones/reporte-uruguay-2017

Rama, G. y Filgueira, C. (1991). Los jóvenes de Uruguay. Esos desconocidos. CEPAL-ONU, Oficina de Montevideo.

Solís, P. (2013). Guía práctica de análisis de historia de eventos en Stata. El Colegio de México.

Varela, C., Fostik, A. y Fernández, M. (2013). Transición a la maternidad en el Uruguay: convergencia y divergencia en el pasaje a la vida adulta. En A. Pellegrino y C. Varela (Coords.), Hacerse adulto en Uruguay. Un estudio demográfico (pp. 57-86). Universidad de la República.

Notas

1 La ENAJ es realizada por el Instituto Nacional de la Juventud, dependiente del Ministerio de Desarrollo Social (https://www.gub.uy/ministerio-desarrollo-social/), a través del Instituto Nacional de Estadística (INE), y consiste en una muestra anidada de la ECH. Su objetivo es generar información sobre la situación de vida de adolescentes y jóvenes entre los 12 y 35 años que residen en hogares particulares de todo el país. La ENAJ 2018 es la cuarta de su tipo y tiene como antecedentes las ediciones de los años 1990, 2008 y 2013

2 La calendarización de transiciones en el marco de las trayectorias ha sido de especial interés en los estudios de población en demografía.

3 Karen Evans (2002) propone el concepto de agencia situada para referirse a la relación entre las dinámicas estructurales y las decisiones individuales en el marco de las transiciones a la vida adulta.

4 En este sentido, cabe destacar la perspectiva de acumulación de ventajas y desventajas (Cumulative Dis/Advantages) como ampliamente utilizada desde el enfoque del curso de vida (DiPrete & Eirich, 2006; Dannefer, 2018) para dar cuenta de las desigualdades estructurales, y que coincide en conceptualizar a la posición social de origen y a las ventajas y desventajas heredadas como elementos centrales para entender las divergencias inter-individuales al interior de las cohortes.

5 Perspectiva que, de acuerdo con Casal (1996), comienza a consolidarse a mediados de la década de los ochenta.

6 Ante la ausencia de información longitudinal específica construyeron pseudo cohortes (muestras independientes) basados en la ECH y en la Encuesta Nacional de Hogares Ampliada (ENHA).

7 «[…] los datos muestran que a nivel agregado la moratoria de roles en cada una de las dimensiones de interés presenta una temporalidad distinta. En general, el ingreso al trabajo y la salida de la educación anteceden a los tránsitos relacionados con el ámbito privado. De todos modos, la magnitud y el calendario con que se producen estos tránsitos se especifican fuertemente en función del sexo y la educación. Así, los varones anticipan a las mujeres en los eventos asociados a la esfera pública mientras que las últimas procesan las transiciones privadas en forma anterior. A su vez, para ambos sexos, cualquiera de estos tránsitos son más tardíos entre los jóvenes más educados, siendo entre las mujeres donde se presenta la mayor brecha» (Cardozo & Iervolino, 2009, p. 78).

8 Para el análisis de los datos se ha optado por utilizar la Encuesta Nacional de Adolescencia y Juventud (ENAJ) del año 2018 y no la correspondiente a 2022 debido a que esta última no es compatible con el objetivo del trabajo. La edición 2022 introduce una muestra panel compuesta por 959 casos, mientras que la ENAJ 2018 cuenta con una muestra de más de 6 000 casos. Esta diferencia, en la metodología y en el tamaño de muestra, hace que la edición 2022 sea más adecuada para estudios longitudinales y comparativos entre períodos, pero no para objetivos como los de este análisis, que se basa en un diseño transversal.

9 Educación media, en su forma genérica, incluye a jóvenes que asistieron al Liceo o a la Universidad del Trabajo del Uruguay. En la categoría referente a la no finalización de la educación media se encuentran: jóvenes que no finalizaron la primaria, jóvenes que finalizaron la primaria y no asistieron a la educación media básica, jóvenes que asistieron a la educación media básica y no la finalizaron, y jóvenes que asistieron a la educación media superior sin egresar de dicha instancia.

10 El nivel terciario de educación incluye carreras universitarias y carreras terciarias no universitarias como magisterio o profesorado.

11 En este caso, será la edad la manera de medir la intensidad de los tránsitos.

12 Las evidencias empíricas aportadas por este trabajo sobre las mencionadas desigualdades son similares a las conclusiones alcanzadas por Verónica Filardo (2017) respecto a los relevamientos de las ENAJ 2008 y 2013, lo que confirma una tendencia sostenida en las formas de transitar hacia la vida adulta desde diferentes posiciones sociales.

13 El principio de parsimonia, también conocido como Navaja de Ockham, es un principio filosófico o metodológico que afirma que la explicación más simple de los fenómenos tiende a ser la más probable.

14 En español, «Factor de inflación de la varianza».