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GEPS Documentos de Trabajo - 3 – 2007 (I) -1-

DOI: 10.3282/DT003(I)2007

La transición de la fecundidad en España:un análisis de cohortes

Miguel Requena

UNED

Palabras Clave: fecundidad, razones de progresión en la paridez, cambiogeneracional, España.

Líneas de investigación: Migraciones, familia y reproducción.

Resumen

En este trabajo se estudia desde un punto de vista longitudinal el cambiohistórico de pautas reproductivas de varias cohortes de mujeres españolas en laprimera mitad del siglo XX. Los datos utilizados para este ejercicio proceden delCenso de Población de 1991. Estos datos permiten un análisis de lastrayectorias reproductivas de las mujeres de esas cohortes basado en lasrazones de progresión en la paridez. Este tipo de análisis nos ofrece una visiónmuy precisa del comportamiento reproductivo de las diferentes cohortesobservadas y de la transición de la fecundidad que experimentaron las mujeresespañolas. Las conclusiones apuntan a la naturaleza específicamentegeneracional del cambio implicado en la caída secular de la fecundidad, a la

progresiva homogeneización del comportamiento reproductivo y a la crecientedifusión de un modelo de control de la natalidad específicamente relacionadocon la paridez.

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Miguel Requena::: La transición de la fecundidad en España: un análisis de cohortes


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111... Introducción

En todas las sociedades que la han experimentado, la transición demográfica hasupuesto un proceso de intensa y prolongada caída del esfuerzo reproductivoque ha terminado por desembocar en los regímenes de baja fecundidad que

hoy caracterizan a las sociedades modernas. En torno a la transicióndemográfica parece existir un amplio acuerdo en lo que se refiere a sus causasmás generales y a sus macro-mecanismos desencadenantes, que se localizanen el cambio de cultura material y de nivel de vida asociado a laindustrialización y al desarrollo económico. Un muy abundante cuerpo deinvestigación ha puesto de manifiesto que los procesos de modernización social,económica y cultural de las sociedades industriales elevaron el bienestarmaterial de sus poblaciones, mejoraron sus condiciones de salud merced a losavances médicos e hicieron progresar la higiene pública y privada. Todo esoimplicó, básicamente, que las transiciones comenzaran con una disminución de

las tasas de mortalidad, en especial, de las tasas de mortalidad infantil, ycontinuaran, después, con una caída de la fecundidad. De esta manera, elmundo de los frenos maltusianos a la capacidad reproductiva de las poblacionespreindustriales terminó por dejar paso a un nuevo régimen en el que el equilibriodemográfico depende, básicamente, del control voluntario del número denacimientos que practican las parejas (Wrigley, 1987).

Hoy día, a la vista de la reciente experiencia de los países en vías de desarrollo,el ámbito de aplicación del concepto de transición demográfica se ha ampliadovirtualmente hasta cubrir la totalidad del planeta (Reher, 2004b). Pero la ideaoriginal de la transición demográfica surgió de la experiencia histórica de lospaíses europeos y fue alcanzando precisión al hilo de un intenso debateacadémico sobre su cronología y sobre los factores sociales, económicos yculturales que la provocaron. En lo que se refiere a la fecundidad, el momentohistórico en el que se desencadenó el cambio demográfico, la velocidad a la quese fue produciendo y los modelos que describen su difusión espacial presentanno poca diversidad en términos comparados. A parecidos resultados se llegacuando se examina el papel que distintos sectores sociales desempeñaron en lapropagación de las prácticas de control de la fecundidad implicadas en latransición. Y otro tanto podría decirse de las variadas circunstancias sociales,económicas y culturales bajo las cuales tuvo lugar la caída de la fecundidad en

distintas áreas europeas.

Mucho es, desde luego, el conocimiento acumulado hasta ahora sobre el cambiohistórico de pautas reproductivas en distintos países, regiones, provincias ylocalidades europeas. Y, sin embargo, si alguna conclusión general se extrae deltrabajo desarrollado hasta ahora es que no es posible elaborar una interpretaciónuniforme del proceso de reducción de la fecundidad en Europa. En este sentidohay que reseñar la ya clásica investigación desarrollada al amparo del Proyectosobre Fecundidad Europea de Princeton y sus análisis transversales de unaingente masa de datos europeos recogidos a escala provincial (Coale y Watkins,

1986). Los trabajos del grupo de Princeton nos alejan de una visión unívoca del

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proceso de reducción de la fecundidad en Europa en lo que se refiere a sucalendario, al ritmo de difusión, a sus mecanismos causales e incluso a suscorrelatos socioeconómicos; sus resultados nos sugieren, antes bien, la idea deque las coincidencias cronológicas y las prácticas comunes de diferentessegmentos sociales ocultan procesos muy distintos que pueden en cada caso

obedecer a lógicas diferentes. El gran esfuerzo de acopio de datos y su ulterioranálisis mueven a pensar que los cambios sociales asociados a la modernizaciónoperan como condición suficiente, pero no necesaria, de la adopción de lasnuevas conductas de control de la fecundidad (Watkins, 1986).

Es bien sabido que la sociedad española culminó en el pasado siglo XX suparticular versión de la transición demográfica. En lo que se refiere a lafecundidad, la caracterización en términos demográficos de su caída histórica esmás que aceptable. Hoy se sabe que España, considerada en términosagregados, pertenece al grupo de los países precursores de la transición de la

fecundidad, cuyo comienzo se puede situar en nuestro país a comienzos delpasado siglo XX. Está bien documentada y medida a escala agregada ladisminución secular de la descendencia final de las sucesivas generaciones deespañolas nacidas en la primera mitad del siglo XX (Fernández Cordón, 1986;Requena 1998). Hay ya una abundante evidencia de la diversidad de pautasregionales, provinciales y locales (Reher, 1988; Livi Bacci, 1991; Nicolau, 1991;Sánchez Barricarte, 1998; Cabré, 1999; Sanz y González, 2001; Requena, 2004)en la incorporación a los cambios implicados en la transición de la fecundidad,así como de la diferencia entre el campo y la ciudad (Iriso y Reher, 1987; Rehere Iriso, 1989). Se conocen asimismo, con cierto detalle, los parámetros del

calendario reproductivo de aquellas generaciones de mujeres queprotagonizaron una gran parte de la transición demográfica española (Requena,1998). No obstante, pese a todo el esfuerzo realizado, tampoco para el casoespañol hay una interpretación causal unificada del proceso de transición de lafecundidad. Es cierto que las evidencias son cada día más abundantes, pero nolo es menos que la dispersión analítica, la variedad metodológica y laheterogeneidad de los datos acopiados han generado una tal disparidad deresultados de investigación que se hace muy difícil extraer conclusionesuniformes. Por eso los expertos han señalado la falta de acuerdo respecto a losfactores que podrían proporcionar una explicación satisfactoria de la caída de lafecundidad en España (Reher, 1996: 245).

Hay que estar dispuesto a admitir que tal vez nunca lleguemos a disponer de unateoría unificada o de una explicación satisfactoria de la transición de la fecundidadcon validez a escala nacional (por no decir continental o mundial). Después detodo, ¿por qué razón había de responder un proceso tan complejo a unacausalidad simple, unidireccional o simplemente uniforme? Y, en el caso de queasí fuera, ¿tendríamos los modelos teóricos necesarios para interpretar el procesocorrectamente? Y, aun suponiendo que tuviéramos a nuestro alcance talesherramientas analíticas, ¿dispondríamos de los datos adecuados para validarnuestras explicaciones? Naturalmente, una posición escéptica ante estos

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interrogantes no es motivo para abandonar el esfuerzo de acumulación deconocimiento en pos de una mejor compresión de la caída de la fecundidad enpaíses como España. Es claro, en cualquier caso, que esa mejor comprensión severá favorecida por el acopio de nueva información y por el establecimiento máspreciso de los hechos.

Partiendo de este planteamiento, y con el claro objetivo de establecer nuevasevidencias sobre la caída secular de la fecundidad en España, el presenteartículo se propone examinar con cierto detalle el cambio histórico de pautasreproductivas de varias cohortes de mujeres españolas desde una perspectivalongitudinal. Para ello se explica, en primer lugar, el método utilizado y se danoticia de la información que constituye el soporte empírico de este ejercicio; seelabora, a continuación, el análisis de los datos propuestos y se presentan losresultados; por último, se exponen las principales conclusiones del trabajo.

2. Fuentes y datos

Por lo que se refiere al método, la orientación básica de este trabajo consisteen abandonar el enfoque transversal al uso y recuperar la perspectivalongitudinal del comportamiento reproductivo. El objeto específico de estudio loconstituyen diez cohortes sucesivas de mujeres españolas nacidas durante laprimera mitad del siglo XX; y el instrumento concreto en el que se basa granparte del análisis de la fecundidad son las llamadas razones de progresión en laparidez, esto es, las probabilidades de tener un hijo más condicionadas alhecho de haber alcanzado ya una determinada paridez. Perspectiva

longitudinal, análisis de cohortes y razones de progresión en la paridez definensustancialmente este trabajo. Bajo tales premisas, el análisis empírico de lacaída secular de la fecundidad se desarrolla en tres pasos.

Un primer paso consiste en examinar una serie en el tiempo de variosindicadores que resumen la evolución de la fecundidad de diez cohortes (casitodas ellas quinquenales) de mujeres españolas nacidas antes de 1950. Secomienza reconstruyendo la descendencia final (la tasa de fecundidad total dela cohorte, F = B/W , siendo B el número total de nacimientos y W el número demujeres). Se presentan, además, las series temporales correspondientes a otras

medidas de la fecundidad de estas cohortes. Esas otras medidas incluyen, enprimer lugar, el coeficiente de variación del número medio de hijos tenido (CV= S/F, donde S es la desviación típica de F ), que indica el grado deheterogeneidad en la distribución de la paridez final de estas mujeres. Ensegundo lugar, se ha calculado la tasa de fecundidad total de las mujeres queefectivamente tuvieron hijos (F’= F/W p1+ , donde W p1+ es la proporción demujeres que finalizan su vida reproductiva con paridez 1 o superior, esto es,habiendo tenido hijos), una medida de la intensidad reproductiva final de unadeterminada cohorte que es independiente de su nivel de infecundidad. Porúltimo, en cuarto lugar, se ha computado también el número medio de

hermanos de los hijos de las madres de esas diez cohortes ( ANS = Σ i 2

P(i) /Σ

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iP(i) , donde P(i) es la proporción de mujeres que acaban su vida reproductivaexactamente con paridez i ). Es bien conocida (Preston, 1976) la falaciaestadística consistente en identificar el número medio de hijos de las mujeresde una cohorte (la tasa de fecundidad total) con el número medio de hermanosde los hijos de esa cohorte, pues éste último es función no sólo de su

descendencia media, sino de la variabilidad de la distribución final de suparidez. Calculado sobre la base de la descendencia de una determinadacohorte de mujeres, el número medio de hermanos proporciona una visión másrealista y precisa de las circunstancias familiares en las que se ha desarrolladono sólo la vida doméstica de los hijos de una generación de mujeres, sinotambién la trayectoria reproductiva de sus madres.

Los indicadores anteriores, que resumen la intensidad de la descendencia finalde las cohortes, dependen en muy buena medida de las distribuciones de laparidez final de las cohortes. Pero las tasas totales de las cohortes son muy

poco informativas de esas distribuciones. Por esa razón, para precisar aquellaprimera perspectiva del cambio generacional de pautas reproductivas que nosofrecen las tasas totales (las medias correspondientes a las cohortes), sepresenta y analiza también el cambio de unas a otras generaciones en ladistribución de las parideces alcanzadas.

Tras los indicadores de fecundidad total de las cohortes, en un segundomomento se estudia cómo ha cambiado de unas a otras generaciones lafecundidad matrimonial. Saber cómo ha variado la fecundidad de losmatrimonios es imprescindible a la hora de interpretar las interacciones entre

nupcialidad y fecundidad. Al objeto de analizar el cambio generacional en lafecundidad de los matrimonios, se descompone para cada cohorte lafecundidad total (F ) en fecundidad de las mujeres solteras y fecundidad de lasmujeres alguna vez casadas (F= B/M = B s /W + B m /W = F s + F m , donde B s y B m son los nacimientos de mujeres solteras y de mujeres alguna vez casadas,respectivamente). La fecundidad de las mujeres alguna vez casadas (M ), esdecir, casadas, separadas, divorciadas y viudas, se descompone a su vez en dosfactores: fecundidad total de las mujeres alguna vez casadas (F m ”) y proporciónde alguna vez casadas sobre el total de las mujeres (M/W ). Se sigue la rutinaalgebraica al uso en estos casos (F m = B c /W = B m /M * M /W = F” m * M/W) . Acontinuación se procede de manera similar y se descompone la fecundidad totalde las mujeres alguna vez casadas (F m ”) en fecundidad de las mujeres casadasque realmente tuvieron hijos (F’ m ) y en proporción de mujeres alguna vezcasadas con al menos un hijo, esto es, proporción de mujeres alguna vezcasadas que terminan su vida reproductiva con paridez uno o superior (M p1+ /W )mediante el mismo algoritmo previamente utilizado (F” m = B m /M = B m /M p1+ *M p1+ /M = F’ m * M p1+ /M) . La fecundidad matrimonial total de una determinadacohorte (F m ) queda así descompuesta en tres factores multiplicativos: lafecundidad de las mujeres alguna vez casadas que de hecho tuvieron hijos(F’ m ), la proporción de mujeres alguna vez casadas con al menos un hijo(M p1+ /M ) y la proporción de mujeres alguna vez casadas de la cohorte (M /W ).

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El producto de los tres factores equivale, lógicamente, a la fecundidadmatrimonial total de la cohorte (F m = F’ m * M p1+ /M x M /W ). El mismoprocedimiento se aplica a las mujeres solteras de la cohorte (F s = F’ s * S p1+ /S * S /M ). La suma de la fecundidad total de las casadas y solteras, descompuestacada una de ellas en los tres factores multiplicativos antes señalados, es la

fecundidad total de la cohorte.

Sólo una vez que, por medio de los indicadores anteriores, se ha reconstruido lacaída histórica de la intensidad reproductiva de estas cohortes y se ha evaluadoel impacto en ella de la nupcialidad, se descompone, en un tercer paso, lafecundidad total de la cohortes en las distintas razones de progresión en laparidez. Para una determinada cohorte, dichas razones, R i , se pueden calcularfácilmente a partir de las distribuciones finales de la paridez (R i = F (i +1)/F (i ),donde F(i) = B(i) /M , siendo B(i) los nacimientos de un orden i dado y F(i) latasa de fecundidad específica de un orden de nacimiento i dado, que se puede

interpretar como la proporción de mujeres que han pasado en algún momentode sus vidas por la paridez i ). Como es sabido, la fecundidad total de la cohortese puede descomponer en diferentes combinaciones de razones de progresiónen la paridez; para ello basta con identificar la fecundidad total, F , como unafunción de las razones de progresión en la paridez de la siguiente manera:

∑∏−

= =

=1

0

i

0 j

jR ω

i

F , siendo ω la máxima paridez alcanzada.

Teniendo en cuenta los objetivos de este trabajo, el recurso a estasrazones se justifica tanto por razones técnicas como sustantivas. En primerlugar, para una determinada cohorte, una misma tasa de fecundidad total es

compatible con diferentes distribuciones de la paridez final de las mujeres deesa cohorte; y esas distribuciones son, a su vez, compatibles con distintasrazones de progresión en la paridez. Como ha señalado Ryder (1986: 624) ensu convincente defensa de las razones de progresión, las tasas de fecundidad ylas distribuciones de la paridez no dejan de ser, desde el punto de vista delanálisis de los determinantes de la fecundidad, una suerte de ‘epifenómeno’demográfico. Las razones son un instrumento muy útil para, por ejemplo,analizar el declive secular de la fecundidad descomponiéndolo en un dobleproceso de, por un lado, caída histórica de la infecundidad y, por otro,reducción del volumen de la descendencia de aquellas mujeres que sí tuvieron

la oportunidad de reproducirse. Esta descomposición es imprescindible ahoraque sabemos que la caída histórica de la fecundad se produjo en España enparalelo a una señalada disminución de la infecundidad, es decir, de laproporción de mujeres que acababa su vida potencialmente reproductiva sinhijos (Requena, 1998; Requena, 2004). En esa línea, el análisis del cambiogeneracional de las pautas reproductivas de las mujeres españolas no debelimitarse a observar la evolución de las tasas de fecundidad total de lascohortes o el cambio de la distribución final de la paridez, sino que ha de incluirtambién un examen de las razones de progresión en la paridez.

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En segundo lugar, por razones substantivas, el análisis de las razones deprogresión en la paridez parece del todo adecuado para estudiar la caída de lafecundidad durante la transición demográfica debido al cambio de modelo decontrol de los nacimientos que ésta implica. En cierto sentido, la transicióndemográfica se puede entender como un proceso de cambio desde los métodos

pretransicionales de control de la fecundidad hacia los modelos de controlpostransicionales que dependen específicamente de la paridez alcanzada por lasparejas (Coale, 1986). Los métodos de control de los nacimientos típicos de lassituaciones pretansicionales (como la prolongación de la lactancia o los tabúessobre las relaciones sexuales) hacen disminuir la probabilidad de la concepción oincrementan el intervalo entre los nacimientos, y se aplican sin interrupción desdeque nace el primer hijo hasta el último. Frente a ellos, los métodos típicamentemodernos dependen de la decisión deliberada de interrumpir el procesoreproductivo (mediante la práctica de algún método anticonceptivo moderno o delos abortos) una vez que las parejas han alcanzado el número deseado de hijos.

Por lo tanto, es claro que, si el control de la fecundidad en las sociedadesmodernas depende crucialmente de los hijos ya tenidos —es decir, de la paridezalcanzada—, para entender cómo se ha impuesto ese nuevo modelo interesasobremanera reconstruir el cambio intergeneracional de las probabilidades dehacer las sucesivas transiciones hacia las parideces más altas.

Los datos en los que hemos basado nuestro ejercicio proceden del Censo dePoblación y Vivienda de 1991 y se refieren a las mujeres residentes en Españaque estaban vivas en el momento de realizarse la operación censal. A losefectos del presente estudio se ha utilizado una amplia muestra aleatoria (5%

del universo) de los datos censales, compuesta de 1,931,458 casos (de loscuales, 983,539 mujeres) y representativa de la población española acomienzos de los años noventa del pasado siglo. El gran tamaño de la muestrautilizada garantiza unos errores de muestreo muy exiguos que dependen delvalor estimado de la característica de la población analizada (el llamado total declase), pero que en nuestro caso son tanto menores cuanto que nuncautilizamos desagregaciones de la muestra para segmentos de poblacióninferiores al del propio país en su conjunto.1 Concretamente, se hanseleccionado diez cohortes (ocho de las cuales son quinquenales y una trienal)de mujeres españolas que incluyen, en el extremo de las de más edad, a lasnacidas antes de 19072 y, en el extremo de las más jóvenes, a las nacidas entre1945 y 1949 (de estas últimas, con entre 42 y 47 años en 1991, se puedepensar que virtualmente habían completado su vida reproductiva en elmomento de la recogida de datos). En la muestra las diez cohortes suman untotal de 416,161 mujeres, que representan a 8,328,345 personas.

1 Véanse, a este respecto, las especificaciones contenidas en el documento del Instituto Nacional deEstadística sobre el diseño de registro de los ficheros de microdatos del Censo de Población y Viviendas de1991 (Instituto Nacional de Estadítica, s.f..). 2 Estrictamente, estas mujeres nacidas antes de 1907 no se pueden considerar conjuntamente como una

cohorte, porque no han estado expuestas a los mismos acontecimientos en el mismo momento del tiempo.

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La información recogida por el censo de 1991 reúne los requisitos mínimos quese exigen para acometer el análisis propuesto del declive de la fecundidad delas mujeres españolas con la expectativa de alcanzar un rendimiento cognitivorazonable. Como es de rigor, los datos censales incluyen información relevantesobre las características socio-demográficas básicas de la población; pero el

censo de 1991 también recoge información sobre el número de hijos nacidosvivos de las mujeres, aunque no sobre su calendario reproductivo.Señaladamente, no se preguntó por la edad a la que estas mujeres tuvieroncada uno de sus hijos; y aunque sí se preguntó por la fecha de la boda (paralas mujeres casadas en primeras nupcias), en la base de datos que sesuministra a los usuarios esta variable aparece codificada en intervalos de cincoo diez años. Dichas limitaciones impiden ampliar al tempo de la reproducción elpresente análisis, que deberá circunscribirse a la intensidad del fenómenoreproductivo.

Aunque los censos de población no constituyen bases de datos diseñadasespecíficamente para estudiar la fecundidad, su utilización para este fin es nosólo posible sino también muy provechosa en ocasiones. De particular interéses, a este respecto, la posibilidad de utilizar un único censo para analizar lastendencias históricas de la fecundidad en términos del cambio de pautasreproductivas entre diferentes cohortes (David y Sanderson, 1990).Obviamente, la operación censal se hace en un único y preciso momento deltiempo, por lo que el diseño de la recogida de datos es transversal. Sinembargo, es claro que la información sobre la cantidad de hijos que han tenidoestas mujeres españolas permite trabajar desde una perspectiva longitudinal.

Concretamente, la pregunta retrospectiva por el número de hijos nacidos vivospermite reconstruir los parámetros básicos de la trayectoria reproductiva de lascohortes con la caución usual en este tipo de trabajos: dar por supuesto que lamortalidad y las migraciones no han tenido efectos selectivos sobre lafecundidad de estas cohortes.

Ese último supuesto es, claramente, poco realista para las cohortes másantiguas, en particular por lo que se refiere al posible sesgo de selecciónderivado de la mortalidad diferencial asociada a la paridez. Una alta correlaciónentre paridez y mortalidad sesgaría a la baja la estimación retrospectiva de lafecundidad de estas cohortes. ¿Hasta qué punto es importante ese posiblesesgo? La figura 1 compara la estimación de la fecundidad de todas lascohortes anuales nacidas antes de de 1955 realizada a partir de los datos delCenso de 1991 con las estimaciones de dos fuentes independientes: lasestadísticas vitales —el llamado Movimiento Natural de la Población (FernándezCordón, 1986)— y la Encuesta Sociodemográfica (Requena, 1998). Como se ve,el resultado es perfectamente aceptable, sobre todo si se tiene en cuenta quelas diferencias entre las diferentes estimaciones se reducen cuando se trabajacon cohortes quinquenales.

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Figura 1. Tasas de fecundidad de las mujeres españolas según diferentes fuentes dedatos

1,7

1,9

2,1

2,3

2,5

2,7

2,9

3,1

3,3

1900 1905 1910 1915 1920 1925 1930 1935 1940 1945 1950 1955

MNP

ESD

Censo 1991

Fuente: Fernández Cordón (1987) para el Movimiento Natural de la Población, Encuesta Sociodemográficay Censo de Población y Vivienda de 1991.

Por otra parte, es necesario advertir que en los ficheros de microdatos delcenso de 1991 que el Instituto Nacional de Estadística suministra a los usuariosel número de hijos nacidos vivos superior a seis se agrupa en una únicacategoría. Es recomendable, por ello, realizar para las cohortes nacidas antesde 1920 un ajuste a los datos de las estadísticas vitales (la figura 1 muestra losdatos de fecundidad ya ajustados). Tal ajuste no afecta en absoluto a losresultados presentados en este trabajo, pues el análisis no va más allá de laprogresión desde la paridez 5.

3. El declive secular de la fecundidad en España

Muchos estudios (por ejemplo, Reher, 2003, 2004b) han mostrado que en elcaso de España el periodo clave de su modernización demográfica es el sigloXX: los cambios sociales, económicos y culturales producidos durante el pasadosiglo terminaron por completar el proceso de la transición demográfica. Entérminos de los indicadores de Coale, España vio disminuir entre los años 1900y 1970 sus valores de fecundidad general (I f ,) en un 40%, mientras los valoresde la fecundidad de los matrimonios (I g ) se redujeron aun más, hasta un 44%(Coale and Watkins, 1986). Desde la perspectiva longitudinal delcomportamiento de las cohortes, la figura 1 permite observar la caída de la

fecundidad de las diferentes cohortes nacidas en la primera mitad del siglo: la

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evolución declinante de la fecundidad es muy clara excepto para las mujeresnacidas entre los años 1925 y 1935 (de acuerdo con los datos de lasestadísticas vitales) ó 1925 y 1939 (de acuerdo con los datos del censo de1991), en todo caso las protagonistas del baby boom español.

La tabla 1 registra, con el detalle que permiten los datos de los que nosservimos, el cambio en el tiempo (a lo largo de las generaciones) de distintosindicadores reproductivos de varias generaciones de mujeres españolas. La tasade fecundidad total —la descendencia final media de las distintas cohortes—nos ofrece un primer resumen del proceso secular de la transición de lafecundidad protagonizado por las mujeres españolas. Mientras las mujeresnacidas a comienzos del siglo pasado (antes de 1907 en nuestros datos)tuvieron una descendencia media de 3.03 hijos, las nacidas en la segundamitad de los años cuarenta acabaron sus vidas reproductivas con sólo 2.35hijos en promedio. Es decir, la sucesión de cincuenta cohortes ha supuesto un

descenso medio del esfuerzo reproductivo de las españolas que cabe estimar entorno al 22%. Nótese que el cambio en la fecundidad total entre la primera y laúltima de las cohortes consideradas (-22%) es menor que la caída de F’ , lafecundidad de las mujeres que efectivamente tuvieron hijos (-31%). Esadiferencia sugiere cambios importantes en la distribución de la paridez final deunas y otras cohortes. En este último sentido, véase, por una parte, cómo haido disminuyendo con el paso de las generaciones el coeficiente de variación dela tasa de fecundidad (la razón entre la desviación típica del número medio dehijos de una cohorte y esa media); y, por otra, cómo el número medio dehermanos de los hijos de estas generaciones (que es función no sólo de su

descendencia media, sino de la variabilidad de la distribución final de suparidez) se ha reducido en mucha mayor medida que el número medio de hijos.La reducción de este último indicador ha sido, como la del coeficiente devariación, monotónica. En suma, los datos disponibles apuntan hacia unapaulatina disminución de la heterogeneidad reproductiva de las españolas amedida que las generaciones más jóvenes iban substituyendo a las de másedad, lo cual es precisamente el resultado que cabe esperar de ‘una pauta dediseminación de un nuevo modelo de baja fecundidad entre una proporciónprogresivamente amplia de la población’ (Ryder, 1986: 622).

A nadie se le escapa que la vida reproductiva de estas cohortes ha pasado pormomentos históricos muy distintos. Ello hace indispensable matizar el cambiogeneracional total acaecido y precisar el comportamiento de las distintascohortes. A este respecto, la tabla permite distinguir tres pautas claramentediferenciadas en la conducta reproductiva de las españolas. En primer lugar, lasmujeres nacidas antes de 1925 presentan una pauta clara de cambiogeneracional en relación a sus predecesoras que les hace ir reduciendo sufecundidad total desde el nivel de los 3.03 hijos por mujer que caracteriza lasmujeres nacidas antes de 1907 hasta los 2.56 hijos de las nacidas entre 1920 y1924. Ahora bien, la caída de la tasa de fecundidad total F de estas cohortes (-15%) es similar a la caída de la tasa de fecundidad total F’ de las mujeres con

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hijos (-17%), lo que debe explicarse porque los niveles de infecundidadpermanecen básicamente estables. Es necesario señalar que las vidasreproductivas de estas mujeres —que se extienden aproximadamente desde losaños veinte hasta finales de los años cincuenta— no se pueden interpretarexclusivamente en los términos simples de una única pauta reproductiva. Al

margen del cambio propiamente generacional, la variación en la tasa defecundidad total de estas cohortes es, necesariamente, la combinación deefectos de periodo de muy distinta naturaleza. No en vano, sus trayectoriasvitales han estado sometidas a los efectos convulsos de, cuando menos, laguerra civil y la posguerra, dos fenómenos con consecuencias demográficaspotencialmente muy perturbadoras.

Tabla 1. Fecundidad de varias cohortes de mujeres españolas

Tasa de

fecundida

Coeficiente

de

Tasa de fecundidad

(mujeres con al menos un

Número medio

de hermanosCohortes F CV F’ ANS

Antes 1907 3,03 1,15 3,87 4,798

1907-1909 2,80 1,15 3,66 4,564

1910-1914 2,73 1,12 3,55 4,433

1915-1919 2,57 1,03 3,34 4,307

1920-1924 2,56 0,95 3,22 4,183

1925-1929 2,50 0,79 3,04 4,078

1930-1934 2,58 0,74 3,04 3,992

1935-1939 2,65 0,68 3,03 3,875

1940-1944 2,56 0,65 2,91 3,630

1945-1949 2,35 0,63 2,67 3,270Fuente: Censo de Población y Vivienda de 1991.

En segundo lugar, las mujeres nacidas entre 1925 y 1939 experimentan undrástico cambio de pauta reproductiva respecto a las de principios de siglo: porun lado, estabilizan o incluso aumentan el volumen de su descendencia final;por otro, dicho aumento es compatible con una estabilidad básica, en torno alos 3 hijos por mujer, de la tasa de fecundidad F’ de las mujeres queefectivamente se reprodujeron. En realidad, las mujeres de estas generacionesque de hecho tuvieron hijos, tuvieron los mismos en promedio. Por lo que hay

que concluir que la ganancia en fecundidad total de estas generaciones seconsiguió ensanchando el contingente de mujeres con descendencia yreduciendo la infecundidad. También en este caso es poco menos que obvia lareferencia a una combinación de efectos de periodo de distinta naturaleza. Lagran diferencia respecto a las cohortes anteriores es que los efectos de laguerra y la posguerra en el comportamiento de estas mujeres se producen alcomienzo de sus trayectorias reproductivas —que se extendieronaproximadamente desde 1930 hasta 1980—, lo que en la práctica les dejó unamplio margen para recuperar las oportunidades de fecundidad perdidasdurante la guerra y la posguerra.

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En tercer lugar, las cohortes nacidas después de 1939 responden a un modelode fuerte cambio generacional de reducción de la fecundidad, mayor inclusoque el representado por las cohortes nacidas en los primeros años del siglo XX.Habiendo desarrollado sus vidas reproductivas después de 1955, el esfuerzo porlimitar su fecundidad de estas mujeres culmina con los 2.35 hijos por mujer de

las nacidas en la segunda mitad de los años cuarenta, lo que supone un mínimohistórico en términos generacionales. Tanto la fecundidad total como lafecundidad de las mujeres con hijos caen a la par. Como, por otra parte, elcoeficiente de variación de F apenas varía, no hay más remedio que atribuir aestas cohortes un modelo de reducción de la fecundidad homogéneo en todaslas parideces.

La distribución final de la paridez de las cohortes sometidas a análisis (tabla 2)viene a precisar la evolución que se deduce de las tasas de fecundidadobservadas. La primera pauta generacional, representada por las cohortes

nacidas en las dos primeras décadas y media del siglo XX, se caracteriza poruna distribución ciertamente polarizada de la paridez, con abultadas ycrecientes cantidades de mujeres sin descendencia (desde una de cada cincohasta casi una de cada cuatro) y con cuatro o más hijos (más de una de cadacuatro mujeres de estas generaciones). Dicho en otros términos, para unaespañola nacida a comienzos del siglo XX, lo más probable era acabar su vidahabiendo tenido cuatro hijos o no habiendo tenido ninguno (de hecho, fue asícomo terminó su carrera reproductiva una de cada dos de estas mujeres). Enrelativa concordancia con esa distribución de la paridez, la reducción de lafecundidad de estas mujeres se consigue manteniendo estable la proporción de

mujeres sin hijos (hasta un 23% en las cohortes de 1905-9 y 1910-4, quesufren la guerra civil en momentos clave de su calendario reproductivo) ydisminuyendo la de mujeres con cuatro o más hijos.

Tabla 2. Distribución de la paridez de varias cohortes de mujeres españolas

Cohortes 0 1 2 3 4+ Total Antes de 1907 21,8 20,6 14,1 13,1 30,4 100%1907-1909 23,3 18,6 16,4 14,0 27,7 100%

1910-1914 23,0 17,0 18,1 14,9 27,0 100%

1915-1919 22,8 16,0 20,0 15,5 25,6 100%

1920-1924 20,4 14,9 22,9 16,7 25,0 100%1925-1929 17,8 13,7 25,2 18,3 25,1 100%1930-1934 15,2 12,2 26,9 20,3 25,4 100%

1935-1939 12,6 10,6 28,6 22,7 25,6 100%

1940-1944 12,0 9,8 31,2 24,1 22,9 100%1945-1949 12,1 10,6 36,4 23,9 16,9 100%Fuente: Censo de Población y Vivienda de 1991.

Las cohortes que configuran la segunda pauta (esto es, las nacidas entre 1925y 1939) y que aumentan paulatinamente el volumen medio de su descendencia,

consiguen ese aumento cambiando de forma más que notable la distribución de

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su paridez; concretamente, fueron haciendo disminuir la proporción de mujeressin hijos, aumentando la de mujeres con dos y tres hijos y manteniendoconstante la de mujeres con cuatro y más hijos. Finalmente, el último grupo decohortes examinado (las nacidas en los años cuarenta) consigue limitar sufecundidad, fundamentalmente, reduciendo de forma drástica las

probabilidades de progresar hasta el cuarto hijo y manteniéndose en un nivelrelativamente bajo de infecundidad (sólo alrededor de una de cada ochomujeres queda infecunda en estas generaciones). Significativamente, en lascohortes nacidas en los años cuarenta ha aumentado de forma considerable laproporción de mujeres con una fecundidad total de dos hijos. Cabe suponer,por tanto, que es en estas generaciones de mitad de siglo en las que comienzaa imponerse la preferencia de la familia con dos hijos: para una españolanacida en la segunda mitad de los años cuarenta lo más probable, condiferencia (36%), era terminar su vida reproductiva con dos hijos.

El examen de la distribución de la paridez viene así a confirmar que el cambiogeneracional de la fecundidad ha producido una creciente homogeneidadreproductiva de las mujeres españolas (que aquí se ha inferido del continuadodescenso del valor del coeficiente de variación de la tasa de fecundidad total).

Al comparar la distribución de la paridez de las generaciones más viejas con lade las más jóvenes de nuestra muestra, salta inmediatamente a la vista que sehan producido tres procesos: a ) una disminución de la proporción de mujeresque acabaron su vida reproductiva sin hijos o con sólo uno (en la cohorte nacidaantes de 1907, un 42% de las mujeres terminó con paridez 0 ó 1, por sólo un23% de las nacidas entre 1945 y 1949); b ) una disminución de la proporción de

mujeres con más de cuatro hijos (30% de las nacidas antes de 1907 frente a sólo17% de las nacidas a finales de los cuarenta); y c ) una mayor concentración demujeres en las parideces medias de los dos y tres hijos (27% de las nacidas antesde 1907 frente a nada menos que 60% de las nacidas en la segunda mitad de losaños cuarenta). Se puede decir, en síntesis, que la transición secular de lafecundidad ha implicado una señalada estandarización de los modelosreproductivos de las mujeres españolas que se ha producido como consecuenciadel cambio generacional.

4. Fecundidad matrimonial y no matrimonial de las mujeres españolas

Dado el papel que tradicionalmente ha desempeñado el matrimonio en EuropaOccidental como mecanismo de control de la reproducción es obligado estudiartambién la posible interacción de nupcialidad y fecundidad en el curso de lacaída secular de esta última entre las mujeres españolas. En opinión dereputados demógrafos históricos, el matrimonio ha sido durante mucho tiempoentre las poblaciones de Europa occidental el verdadero gozne sobre el quegiraba todo el sistema demográfico (Wrigley, 1987). De acuerdo con Hajnal(1965), la pauta europea occidental de matrimonio consistía en unacombinación de casamientos tardíos y celibato extendido y permanente que

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permitía a las poblaciones que la practicaban contar con un dispositivo muydepurado de control de la fecundidad.

Al parecer, la existencia del patrón matrimonial europeo occidental estádocumentada desde, al menos, el siglo XVIII y su vigencia se habría prolongado

hasta la Segunda Guerra Mundial. Por lo tanto, es factible interpretar latransición demográfica en el área europea como un proceso de descomposiciónde esa pauta nupcial allí donde existía: con el recurso generalizado a laanticoncepción, el matrimonio se rejuveneció y la soltería se redujo de formadrástica. En otros términos, el patrón nupcial típico de muchas sociedades deloccidente europeo fue desapareciendo en la medida en que el matrimoniotardío y el celibato permanente iban perdiendo su tradicional función decontrolar el tamaño de las familias.

En el caso español, las variedades territoriales —regionales e incluso locales—

del cambio demográfico son tan numerosas, y su cronología tan distinta, que esdifícil perfilar una interpretación unívoca del proceso de transición de lanupcialidad. La heterogeneidad de los comportamientos matrimoniales eraentre los españoles de hecho muy considerable ya antes incluso de iniciarse latransición demográfica (Rowland, 1988), lo que sin duda generó una diversidadno menos notable de pautas nupciales durante la fase de transformación. Losaltos niveles de variedad regional de la nupcialidad dibujan un paisaje complejoen el que tal vez lo más característico haya sido la frecuente combinación denupcialidad restringida (altas tasas de celibato definitivo) y casamientotemprano (baja edad media al matrimonio). En todo caso, las pautas

territoriales que habían exhibido una notable permanencia en el tiempoterminaron por decomponerse, con la propia modernización demográfica,mediado el siglo XX (Reher, 1996).

¿Cómo se articulan fecundidad y matrimonio entre las mujeres españolas de lascohortes que protagonizaron la transición demográfica? La tabla 3 contiene losdatos básicos del análisis propuesto de las relaciones entre fecundidad ymatrimonio. El lector de esta tabla tal vez eche de menos la edad media almatrimonio de estas cohortes, pero la base de datos suministrada no incluye,por desgracia, la información completa.3 Dicho esto, lo primero que cabeseñalar es la escasísima contribución de la fecundidad no matrimonial (F s ) a lafecundidad total (F ). En realidad, para todas las cohortes examinadas lafecundidad de las mujeres solteras (F s ) oscila en torno al 1% de la fecundidadtotal (F ), con un máximo de un 1.42% en la cohorte más antigua y mínimos dealrededor del 0.7% en las cohortes nacidas entre 1925 y 1944. El presentetrabajo considera solteras a las mujeres que efectivamente declaraban estarloen 1991. Por lo tanto, los resultados hay que matizarlos en el sentido de quelas mujeres no solteras pudieron tener sus hijos estando solteras y hacer

3 Aunque en el cuestionario del Censo se preguntaba por la fecha del matrimonio, en los datos disponiblesla variable se ha recodificado en varias categorías en las que se pierde la fecha precisa de la boda y por

tanto la edad exacta al matrimonio.

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después su transición al matrimonio. Es sabido, en todo caso, que en España laproporción de hijos de madre no casada ha ido disminuyendo a lo largo delsiglo.

Tabla 3. Fecundidad matrimonial y no matrimonial de varias cohortes de mujeresespañolas

Fecundidad no matrimonial Fecundidad matrimonial Fecundidad

total

Cohortes F’ s S p1+ /S S/W F s F’ m M p1+ /M M/W F m F=F s +F m

Antes 1907 2,50 0,15 0,12 0,04 3,90 0,87 0,88 2,98 3,03

1907-1909 2,10 0,12 0,12 0,03 3,69 0,86 0,88 2,77 2,80

1910-1914 2,00 0,12 0,12 0,03 3,58 0,86 0,88 2,70 2,73

1915-1919 1,73 0,11 0,12 0,02 3,36 0,86 0,88 2,55 2,57

1920-1924 1,95 0,11 0,10 0,02 3,24 0,88 0,90 2,54 2,56

1925-1929 1,91 0,10 0,09 0,02 3,06 0,90 0,91 2,48 2,501930-1934 1,98 0,11 0,08 0,02 3,05 0,91 0,92 2,56 2,58

1935-1939 2,22 0,11 0,07 0,02 3,03 0,93 0,93 2,63 2,65

1940-1944 1,98 0,12 0,08 0,02 2,92 0,94 0,92 2,54 2,56

1945-1949 1,89 0,14 0,09 0,02 2,68 0,95 0,91 2,33 2,35Fuente: Censo de Población y Vivienda de 1991. Las etiquetas se explican en el texto.

El análisis de cohortes viene así a confirmar la poca relevancia de la fecundidadno matrimonial en la vida reproductiva de las cohortes nacidas en la primeramitad del siglo pasado. Por otra parte, se puede afirmar que la fecundidad delas mujeres solteras que realmente tuvieron hijos (F’ s ) estuvo siempre, paratodas las cohortes consideradas, sensiblemente por debajo de la fecundidad delas mujeres alguna vez casadas con hijos (F’ m ). En conclusión, el impacto de lafecundidad no matrimonial en la fecundidad total de estas cohortes es muyreducido. Sólo entre las mujeres de las últimas cohortes estudiadas pareceiniciar la contribución de la fecundidad no matrimonial una tendenciaascendente que, a tenor de la posterior evolución al alza del indicadorcoyuntural de nacimientos fuera del matrimonio, se ha debido prolongar en lasgeneraciones más jóvenes.

La clave del cambio generacional en la fecundidad está, por tanto, en la

fecundidad matrimonial, que supone la casi totalidad de la fecundidad total deestas cohortes. ¿Qué se puede inferir de los datos registrados en la tabla 3? Enprimer lugar, que la fecundidad de las mujeres casadas que efectivamente sereprodujeron ha variado mucho más con el cambio generacional que laproporción de mujeres alguna vez casadas (nupcialidad) y que las proporcionesde mujeres con paridez uno y superior y con paridez 0 (infecundidad). Es claroque en las generaciones españolas de la primera mitad del siglo xx la(intensidad de la) nupcialidad ha operado en escasa medida como mecanismoregulador de los nacimientos. Es cierto que la nupcialidad ha covariadosignificativamente con la fecundidad a lo largo de las generaciones y que lo ha

hecho de forma inversa: las mujeres se han ido casando más a la vez que iban

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teniendo menos hijos. Así, en un modelo de regresión bivariada entre elporcentaje de mujeres alguna vez casadas de las distintas cohortes denacimiento tomadas de año en año y su fecundidad total, el primero explica el45% de la varianza de la segunda (N=44). Hay, por lo tanto, una indudablecorrelación. Pero es una correlación contraria a la que se puede esperar de la

pauta matrimonial europea. Además, como el margen de variación de lanupcialidad es muy pequeño, su capacidad de regular la variación de lafecundidad es muy escasa: de hecho, como se aprecia en la tabla 3, en lascohortes consideradas las proporciones de mujeres alguna vez casadas entrelas españolas no han variado en más de un 4% (entre un 88% y un 92%). Estaescasa contribución de la nupcialidad al control de la fecundidad —junto a unacorrelación inversa— es precisamente lo que cabe esperar de la disolución de lapauta europea occidental de matrimonio, un proceso en el que al parecer estasgeneraciones representaron un papel destacado. (Para resultados similares aescala de la Comunidad de Madrid, véase Requena, 2004).

En cuanto a la infecundidad de las mujeres alguna vez casadas (elcomplemento a la unidad de la proporción M p1+ /M ), su variación de unas aotras cohortes es también menor que la de la fecundidad; y relativamentesimilar a la de las mujeres con paridez cero que hemos visto en la secciónanterior, un colectivo del que forman parte, aunque la infecundidad entre lasmujeres alguna vez casadas es, como es lógico, muy inferior en términosrelativos a la de las solteras en todas las cohortes. Es de destacar, en todocaso, cómo la proporción de mujeres alguna vez casadas con algún hijo esestable en las cohortes nacidas en las dos primeras décadas del siglo para ir

ascendiendo desde las nacidas en los años veinte: para las mujeres españolasnacidas después de 1919 que se casaron, la infecundidad fue descendiendo conlas generaciones a medida que una mayor proporción de mujeres conseguíareproducirse, aunque fuera teniendo menos hijos.

Finalmente, poco cabe añadir sobre el cambio generacional de la fecundidadmatrimonial de las mujeres alguna vez casadas que de hecho tuvieron hijos(F’ m ) que no se haya señalado ya en la sección anterior, cuando se analizó lavariación en la fecundidad total de las mujeres con al menos un hijo (F’ ). Lavariación intergeneracional de ambas magnitudes es poco menos queindistinguible, pues no en vano, con una proporción casi constante de mujeressolteras y no solteras a lo largo de las cohortes, F’ m y F’ son prácticamente lamisma tasa. Por lo tanto, su evolución a lo largo de las cohortes se atiene a lastres pautas reproductivas descritas más arriba.

5. Las razones de progresión en la paridez de las mujeres españolas.

El gráfico 2 representa las razones de progresión en la paridez de lasgeneraciones analizadas. Varias características tipifican, desde el punto de vistaque se deriva del análisis de estas razones, el cambio de pautas reproductivas

de las mujeres españolas. Lo primero que hay que señalar a este respecto es

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que la caída secular de la fecundidad de las españolas es un resultadoagregado que se ha producido como consecuencia fundamentalmente deldescenso intergeneracional de las razones de progresión desde las paridecesdos y superiores (R 2, R 3 , R 4 y siguientes). En realidad, las probabilidades deeludir la infecundidad (R 0 ) y de tener un segundo hijo una vez se ha tenido el

primero (R 1 ) no han disminuido entre las españolas de estas generaciones.

Dicho esto, hay que añadir que los factores predominantes en la caída secularde la fecundidad corresponden, de una parte, a las R 2 (las razones deprogresión desde la paridez dos) y, de otra, a las razones desde las paridecestres y superiores. Difícilmente podría haber sido de otro modo, pues yasabemos que el descenso de la fecundidad total de esas cohortes se ha movidoentre los tres y los dos hijos por mujer y que la proporción de mujeres queacabaron su vida reproductiva con parideces cero y uno disminuyó muchodesde las primeras a las últimas cohortes. De hecho, las probabilidades de

progresar del segundo al tercer hijo han cambiado de unas cohortes a otras conarreglo a la misma pauta que la fecundidad —general y matrimonial— de lasmujeres con algún hijo (F’ en la tabla 1 y F’ m en la tabla 3). En otras palabras,las razones de progresión desde la paridez dos caen, se estabilizan y caen denuevo cuando también lo hace la fecundidad de las mujeres que efectivamentese reprodujeron; y, por lo tanto, las tres pautas que se han detectado en elanálisis de la fecundidad total de las cohortes caracterizan también el cambiointergeneracional de las R 2 . Conviene precisar, en todo caso, que el descensode las R 2 entre las mujeres nacidas después de 1939 ha sido particularmenteacusado.

El salto al tercer hijo se revela, así, como un factor crucial en la transición de lafecundidad de las españolas: mientras una española nacida antes de 1907 teníaun 76% de probabilidades de tener un tercer hijo si ya había tenido el segundo,para las mujeres nacidas en la segunda mitad de los años cuarenta esasprobabilidades habían descendido a sólo un 53%. De la importancia que lacaída en las razones de paridez dos adquirió entre las mujeres nacidas en losaños cuarenta se sigue que para una proporción significativamente alta de lasmismas (y, previsiblemente, también de sus parejas) había cristalizado lapreferencia por la pareja de hijos.

Por otra parte, las fluctuaciones de la fecundidad a través de las pautasreproductivas de las distintas cohortes han venido acompañadas de unaumento casi continuo de las probabilidades de saltar desde la paridez uno a laparidez dos. Es ésta la tendencia que presenta mayor continuidad de lasobservadas, lo que viene a abundar en la consolidación de una preferenciacrecientemente consistente y cada vez más difundida de los padres por lapareja de hijos como tamaño ideal de la prole. Lo que los datos sobre el cambiogeneracional en las R 1 sugieren es que ese ideal de los dos hijos no sólo esconsecuencia de una redefinición a la baja de las preferencias reproductivas delas mujeres que de otro modo hubieran tenido tres hijos, sino también (aunque

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en menor medida) de un cambio al alza de las preferencias reproductivas de lasmujeres que en las cohortes precedentes se habían quedado en un solo hijo.Desde luego, el crecimiento generacional de las razones de progresión desde laparidez uno a la paridez dos se puede interpretar no tanto como el efecto de uncambio al alza de las preferencias, sino más bien como un producto del

aumento real de las oportunidades reproductivas de las generaciones más jóvenes. Por supuesto, también el descenso de las R 2 se puede interpretar enfunción no de las preferencias, sino de las oportunidades: teniendo en cuenta,por ejemplo, que el acceso a métodos anticonceptivos más baratos, cómodos yfiables supuso de hecho un aumento de las oportunidades para limitar lafecundidad.

Figura 2. Las razones de progresión en la paridez de varias cohortes de mujeresespañolas

0,30

0,40

0,50

0,60

0,70

0,80

0,90

< 1905 1905-9 1910-4 1915-9 1920-4 1925-9 1930-4 1935-9 1940-4 1945-9

R 1R 0

R 2

R 3

R 5

R 4

Fuente: Censo de Población y Vivienda de 1991.

Cabe señalar también que las tres pautas reproductivas que se han detectadoen las cohortes nacidas antes de 1925, entre 1925 y 1939, y después de 1940

—es decir, caída de la fecundidad, recuperación progresiva e intensa caída—han sido compatibles con diferentes cambios en la magnitud de las razones deprogresión a partir de la paridez cero (la salida de la infecundidad). Las R 0 son,de hecho, el complemento a la unidad de las mujeres que terminan su vida en

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paridez 0, es decir, sin hijos.4 El cambio en el tiempo de las R 0 ha de ser elmismo que ya se puso de manifiesto al examinar la distribución de la paridez enlas distintas cohortes: se mantuvo estable entre las mujeres nacidas en las dosprimeras décadas y media del siglo XX (sin duda, las más afectadas por laguerra civil) para no dejar de aumentar desde entonces. Si se consideran las

distintas cohortes, se pueden observar diferentes relaciones entre ladescendencia final y estas razones de progresión R 0 , aunque a largo plazo esclaro que las mujeres españolas han conseguido limitar su fecundidad agregadamanteniendo mayores probabilidades de hacer la transición al primer hijo. Enotras palabras, se puede decir, con la perspectiva del cambio a largo plazoentre las generaciones, que una mayor proporción de mujeres han conseguidotener un número menor de hijos. A este respecto, es particularmenteinteresante el caso de las generaciones nacidas después de 1939, que hanreducido fuertemente el volumen de su descendencia media final manteniendoconstante sus correspondientes R 0 .

Por lo que se refiere a las R 3 , R 4 y R 5 , el cambio en el tiempo refleja unadisminución intensa, sostenida, cuasi monotónica y paralela a través de lascohortes. Entre las últimas cohortes estudiadas, por ejemplo, la probabilidad desaltar al cuarto hijo se ha reducido hasta un 40% desde el 70% que tenían lascohortes nacidas a principios de siglo. Y lo mismo puede decirse de lasprobabilidades de tener el quinto, sexto y siguientes hijos. Esta disminuciónpoco menos que irreversible de las razones de progresión de las parideces altas(por encima del tercer hijo) parece ser un rasgo muy consolidado de lastransiciones históricas de la fecundidad en las sociedades occidentales. En este

sentido, conviene hacer notar que la recuperación de la fecundidad final que seprodujo entre las cohortes nacidas entre 1920 y 1939 —el baby boom de lasespañolas— no se puede explicar como una consecuencia del aumento de lasrazones en las parideces altas, sino que hay que interpretarla más bien comoun efecto combinado del cambio al alza en las razones de orden cero y uno ydel mantenimiento de las razones de orden dos. Recuérdese que el númeromedio de hermanos entre los hijos de las mujeres de estas cohortes desciendede forma monotónica. En consecuencia, se puede decir que el baby boom a laespañola no fue tanto un resultado del crecimiento del número de familiasnumerosas, cuanto del descenso de la infecundidad y del aumento de lasprobabilidades de tener el segundo hijo entre las nacidas en los años veinte ytreinta.

En cualquier caso, hay un aspecto del cambio intergeneracional de lafecundidad en las parideces altas que resulta especialmente intrigante: la másque notable similitud entre las razones de progresión correspondientes a lasparideces altas (por encima de R 3 ) en cada cohorte. Como muestra de esasimilitud, se puede indicar que la desviación típica de R 3 , R 4 y R 5 en torno a su

4 Es decir, R 0 = 1 – (W p0 /W ), siendo W p0 la proporción de mujeres de la cohorte que termina su vida

reproductiva sin hijos y W el número total de mujeres de la cohorte.

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media oscila alrededor del 3% en las diez cohortes observadas. Lo que estasimilitud significa para las mujeres de cada cohorte es que una vez que lleganal tercer hijo, las probabilidades de tener el cuarto son muy parecidas a lasprobabilidades de tener el quinto una vez que han tenido el cuarto, y también alas de tener el sexto una vez han tenido el quinto. Y ahí está precisamente el

elemento de intriga. Porque lo que uno podría esperar de un proceso dereducción de la fecundidad como el propiciado por la transición demográficasería, para cada cohorte sucesiva, una reducción de las razones creciente yproporcional a su rango: las razones deberían decrecer más cuanto más alto sugrado. Sin embargo, es el caso que el cambio afecta de forma muy parecida atodas las razones en las parideces altas. Por lo demás, aunque intrigantes, losdatos de las cohortes españolas no constituyen una anomalía a este respecto,sino que caracterizan la evolución generacional de otras poblaciones femeninas(por ejemplo, la de las mujeres estadounidenses).5

En suma, el análisis del cambio generacional de las razones de progresión en laparidez de las mujeres españolas permite descomponer la caída secular de lafecundidad en los siguientes elementos. Primero, un aumento sostenido de lasprobabilidades de tener alguna descendencia y evitar la infecundidad a partir delas cohortes nacidas en los años veinte, menos afectadas que sus predecesoraspor el impacto de la guerra civil en su conducta reproductiva. Segundo, unaumento sostenido a lo largo de las cohortes observadas de la probabilidad detener un segundo hijo para las mujeres que ya habían tenido el primero.Tercero, un descenso secular, intenso en las cohortes de comienzos del siglo y,sobre todo, en las nacidas en los años cuarenta, de las probabilidades de pasar

del segundo al tercer hijo. Y cuarto, un descenso generacional intenso ysistemático de las probabilidades de ir más allá del tercer y siguientes hijossorprendentemente similar para las diferentes parideces.

6. Conclusiones

En el presente trabajo se examina desde una perspectiva longitudinal el cambiohistórico de pautas reproductivas de varias cohortes de mujeres españolasnacidas en la primera mitad del siglo XX. Los datos que sirven de base empíricaa este ejercicio proceden del Censo de Población y Viviendas de 1991 y, aunque

no incluyen información relativa al calendario de la reproducción, sí permiten unanálisis de las trayectorias reproductivas de las mujeres de estas cohortesbasado en las razones de progresión en la paridez. Este tipo de análisisproporciona una imagen muy precisa del comportamiento reproductivo de lasdistintas cohortes y, por ende, muy útil para entender la transición secular de la

5 En su análisis de la similitud de las razones de progresión de las parideces altas entre las mujeresestadounidenses, Ryder (1986: 627) sugiere la existencia de algún efecto previo de selección: las mujeresque progresan hasta las parideces altas son, de alguna manera relevante para su capacidad reproductiva,

distintas de las que no lo hacen.

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fecundidad de las mujeres españolas. De los resultados del análisis realizadocabe destacar tres conclusiones principales.

En primer lugar, parece indiscutible la dimensión generacional de la reducciónque ha experimentado la fecundidad de las españolas durante buena parte del

siglo XX. En este sentido, los resultados aquí presentados vienen a coincidir conlos ya establecidos en estudios previos (Fernández Cordón, 1986; Requena,1998; Requena, 2004). Cada generación de mujeres, de las diez consideradas,exhibe unas pautas reproductivas específicas que de alguna manera la hacenúnica y la diferencian de sus antecesoras y de sus sucesoras. La singularidadgeneracional de esas pautas reproductivas, que en ocasiones queda oculta oensombrecida tras las tasas totales, se manifiesta con la mayor claridad en lasrazones de progresión en la paridez. No hay, entre estas generaciones deespañolas, dos cohortes cuya fecundidad total se componga de un conjunto derazones de progresión en la paridez similares. Y, naturalmente, a medida que

las cohortes se van distanciando en el tiempo, sus diferencias a este respectoaumentan. Subrayar la dimensión específicamente generacional del cambio enla fecundidad parece oportuno aunque sólo sea para mitigar las críticas querevindican la perspectiva basada en los efectos de periodo, (por ejemplo, NíBhrolchaín, 1992). Ahora bien, la defensa del enfoque de las cohortes noimplica que los efectos de periodo no sean importantes en el cambio de pautasreproductivas. Dándole la vuelta a una afirmación de Ní Bhrolchaín (1992: 620)se podría decir que ‘the preference argued here for the cohort approach doesnot require us to abandon the insights arrived at through the periodperspective’.6

En segundo lugar, ese cambio generacional ha terminado por dar lugar a unamayor homogeneidad de los comportamientos reproductivos de las españolasque pertenecen a las cohortes consideradas. Sabemos que cada generación deespañolas se ha comportado de manera diferente a las demás, y que, al final, elresultado conjunto del cambio intergeneracional no es otro que una significativacaída del nivel agregado de la fecundidad: mientras que las mujeres nacidas acomienzos del siglo xx tuvieron una media de 3 hijos, las nacidas en la segundamitad de los años cuarenta tuvieron sólo 2.35. Pero también sabemos que lacaída histórica de la fecundidad ha tenido lugar en paralelo a —y, en parte,también como consecuencia de— unos mayores niveles de homogeneidad enlas distribuciones finales de la paridez de las mujeres de estas cohortes. Enrealidad, la reducción secular de la fecundidad se ha producido entre lasespañolas como un doble efecto de, por una parte, la reducción de laproporción de mujeres que acabaron su vida reproductiva sin hijos o con sólouno y, por otra, del descenso de la proporción de mujeres con muchos hijos(tres y más). Como consecuencia de todo ello, muchas más mujeres seconcentran en las parideces medias (dos y tres hijos) entre las generaciones

6 En todo caso, la base de datos manejada no permite, por desgracia, establecer con la debida precisión la

por otra parte segura influencia de los efectos de periodo en la fecundidad de estas cohortes.

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más jóvenes. Dicho en otro términos, las mujeres de las cohortes más jóvenesse parecen mucho más a sus coetáneas, en lo que a comportamientoreproductivo y a número de hijos se refiere, que las mujeres de lasgeneraciones más viejas. En España, la transición demográfica no sólo instauróun nuevo modelo reproductivo de baja intensidad, sino que lo difundió y

distribuyó de una manera uniforme entre las mujeres y sus parejas.

En tercer lugar, el análisis de la razones de progresión en la paridez de lascohortes consideradas pone de manifiesto una dimensión adicional del cambiogeneracional de pautas reproductivas a la que es necesario prestar la mayoratención: la difusión progresiva, entre las mujeres españolas nacidas en laprimera mitad del siglo XX, de un nuevo régimen de fecundidad y un nuevomodelo de control de los nacimientos específicamente relacionado con laparidez. Dos resultados del análisis hay que considerar a este respecto.Primero, la disminución de las razones de progresión a partir del tercer hijo

constituye el factor predominante en la caída secular de la fecundidad de lasmujeres españolas. Segundo, las razones de progresión más allá de la parideztres se comportan de manera muy diferente a las de las parideces bajas en elsentido de que son muy similares para cada cohorte con independencia de surango; en otras palabras, entre las mujeres con alta fecundidad de cadacohorte, las probabilidades de progresar en la paridez son relativamenteindependientes de la paridez alcanzada.

Un aspecto especialmente interesante de las transiciones históricas de la fecundidades, en efecto, el cambio de modelo implicado en la forma de limitar los nacimientos ycontrolar la reproducción. En realidad, no hay población que no termine controlando sutamaño, pero las diferentes formas de hacerlo tienen importantes consecuencias. Conuna fórmula que hizo fortuna académica, Louis Henry (1961) tipificó el cambio demodelo de control de la reproducción impulsado por la transición demográfica como elpaso de una ‘fecundidad natural’ a una ‘fecundidad controlada’. En su estudio sobre lacaída histórica de la fecundidad en Europa, Coale (1986:10) señaló que la transicióndemográfica vino a establecer un régimen novedoso de control de los nacimientos: ‘thedecline in fertility that has been almost universal in Europe was a change from (a)moderate fertility, kept from a very high level by late marriage and permanentcelibacy, and by nonparity-specific limitation of marital fertility, to (b) low fertilitybrought about primarily by the parity-specific practice of contraception and abortion’.La información sobre el comportamiento reproductivo de las mujeres españolas —y, en

particular, sobre sus razones de progresión en la paridez— avala decididamente la ideade la creciente difusión de un modelo reproductivo con control de la fecundidadbasado en la paridez que ya no se apoya en las restricciones impuestas por lanupcialidad. No en vano, el factor decisivo en la transición de la fecundidad de lasmujeres españolas nacidas en la primera mitad del pasado siglo XX ha sido lairreversible caída de una forma de tener hijos poco o nada sensible a la paridezalcanzada.

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