DIVORCIO Y TRAYECTORIAS FAMILIARES POST-RUPTURA ¿UN FENÓMENO NUEVO?

DIVORCIO Y TRAYECTORIAS FAMILIARES
POST-RUPTURA ¿UN FENÓMENO NUEVO?
René Houle, Montserrat Solsona i
Rocío Treviño

Aquesta ponència es va presentar al VII Congreso Español de
Sociología, celebrat a Salamanca del 20 al 22 de setembre de 2001.
L'article també formarà part del llibre La familia en Cataluña.
Continuidades y cambios (títol provisional), coordinat per la xarxa
temàtica d'Estudis sobre Família i el Parentiu.
Centre d’Estudis Demogràfics
2001

Resum.- S'analitzen dues trajectòries familiars post-ruptura d'una unió de la població que
al 1991 residia a Catalunya, l'entrada a la monoparentalitat i l'entrada a les segones núpcies
per un costat i la situació familiar dels separats, divorciats i vidus de la població resident a
Catalunya al 1996, per altra. L'anàlisi s'emmarca dins l'àmbit d'estudi de la
sociodemografia del divorci i tracta part de la problemàtica en sí mateixa, des del punt de
vista de les conseqüències familiars, el divorci i la separació que constitueixen un fenomen
social nou que no té rés a veure amb el cas de la viduïtat. Les dades emprades provenen
d'un fitxer de microdades amb una mostra de llars del 20% de l'Enquesta de Població de
1996 (IDESCAT) i un altre amb les dades individualitzades de l'Encuesta
Sociodemográfica de 1991 (INE). Amb la informació de la composició de les llars, es
classifica a la població separada i divorciada segons la seva posició dins la llar i per a
l'anàlisi de les transicions familiars post-ruptura, s'aplica les tècniques d'anàlisi
demogràfica de dades biogràfiques: taules de vida i regressió sobre riscos.
Paraules clau.- Divorci, anàlisi biogràfic, Catalunya, monoparentalitat, família.
Resumen.- Se analizan dos trayectorias familiares post-ruptura de una unión de la
población que en 1991 residía en Cataluña, la entrada en monoparentalidad y la entrada en
segundas nupcias por un lado, y la situación familiar de los separados, divorciados y
viudos de la población residente en Cataluña en 1996 por otro. El análisis se enmarca en el
ámbito de estudio de la sociodemografía del divorcio y aborda parte de la problemática de
si, desde el punto de vista de las consecuencias familiares, el divorcio y la separación
constituyen un fenómeno social nuevo que no tiene paragón con el caso de la viudedad.
Los datos utilizados provienen de un fichero de microdatos con una muestra de hogares del
20% de la Encuesta de Población de 1996 (IDESCAT) y otro con los datos individuales de
la Encuesta Sociodemográfica de 1991 (INE). Con la información de la composición de los
hogares, se clasifica a la población separada y divorciada según su posición dentro del
hogar y para el análisis de las transiciones familiares post-ruptura, se aplica las técnicas de
análisis demográfico de datos biográficos: tablas de vida y regresión sobre riesgos.
Palabras clave.- Divorcio, análisis biográfico, Cataluña, monoparentalidad, familia.
Abstract.- This paper analyses two family situations. First, it looks at partnership
formation after the dissolution of the union, the entry into one parent family and patterns of
re-marriage for the population living in Catalonia in 1991. Second, it looks at the family
situation of separated, divorced and widowed population living in Catalonia in 1996. This
is a socio-demographic research on divorce and it poses the question of whether the family
consequences stemming from divorce and separation are specific compared to widowhood.
The research is based on micro-data (sample of 20% of all households) from the 1996
Population Survey (IDESCAT) and individual data from the 1991 Socio-demographic
Survey (INE). Information on household composition is used to classify separate and
divorce individuals according to their position within the household. The post-dissolution
study is conducted by a biographical analysis: life tables and regression (measures of
risks).
Key words.- Divorce, demographic analysis, Catalonia, one parent families, family.

Résumé- Cette étude porte sur deux situations familiales : la première observe la situation
de post-rupture et s’intéresse à l’entrée en monoparentalité et l’entrée en seconde union
parmi la population qui résidait en Catalogne en 1991, la seconde étudie le parcours des
personnes séparées, divorcées ou veuves parmi la population habitant en Catalogne en
1996. L’analyse se situe dans le cadre des études socio-démographiques du divorce et
s’interroge si les conséquences familiales à l’issue d’un divorce ou d’une séparation sont
spécifiques à celles observées avec le veuvage. Les données utilisées sont issues d’un
fichier de micro-données de l’Enquête de Population de 1996 (IDESCAT, avec un
échantillon des ménages représentant 20%) ainsi que des données individuelles de
l’Enquête Socio-démographique de 1991 (INE). Grâce à l’information sur la composition
des ménages, la population séparée et divorcée est classifiée selon sa position dans le
ménage. Les techniques d’analyse démographique de données biographiques telles que les
tables de survie et la régression sur les risques sont appliquées pour analyser ces transitions
familiales de post-rupture.
Mots clés: Divorce, Analyse biographique, Catalogne, Monoparentalité, Famille.

DIVORCIO Y TRAYECTORIAS FAMILIARES POST-RUPTURA
¿UN FENÓMENO NUEVO?
1.- Introducción
La sociodemografía del divorcio en Cataluña, y también en España, está todavía en sus
inicios. Como apunta Ruiz (1999), en lo que constituye el último estudio importante y
novedoso que se ha publicado en este campo en España, las investigaciones realizadas
desde la Sociología podrían contarse casi con los dedos de una mano (Alberdi, 1979;
Iglesias, 1977; Del Campo y Navarro, 1985; López Pintor y Toharia, 1989; Borrajo, 1990).
Y si destaca como rasgo característico de estos trabajos que, por un lado, se han centrado
en el análisis de las características de las personas y matrimonios implicados en los
procesos de ruptura matrimonial, principalmente en los primeros años de aplicación de la
ley de divorcio; y que, por otro lado, han atendido más a las causas o desarrollo de la
ruptura pero no a sus consecuencias; deberíamos añadir un tercer rasgo característico de
dichos trabajos y es la utilización de una perspectiva de análisis de tipo transversal.
En este contexto, este trabajo pretende presentarse como una nueva aportación a esta
sociodemografía del divorcio, tanto por el tema que aborda como por la óptica de análisis
que utiliza. La consideración de las trayectorias o transiciones familiares que se configuran
tras la ruptura de una unión constituye una nueva dimensión en el análisis del divorcio, que
salvo la mencionada excepción del estudio de Ruiz (1999), no ha recibido apenas atención
por parte de la investigación sociológica en España, en parte como consecuencia de la
escasa relevancia numérica que hasta recientemente han tenido los divorcios y
separaciones en España. Valga decir, además, que el análisis de las consecuencias del
divorcio y la separación constituye un desarrollo lógico de la línea de investigación sobre
el divorcio realizada hasta ahora por el equipo investigador1. En efecto, los anteriores
trabajos sobre el análisis de los determinantes sociodemográficos del divorcio en Cataluña
1 Desde inicios de 1997 y gracias a una ayuda del Institut Català de la Dona venimos trabajando sobre el
divorcio y la monoparentalidad en Cataluña.
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y en España desde una perspectiva de análisis biográfica (Houle et altr. 1999; Solsona et
altr. 1999; Simó et altr. 2000; Treviño et altr. 2000) son un buen antecedente que encuadra
el análisis actual de las consecuencias del divorcio. En estos estudios se abordó la cuestión
de cómo la progresiva normalización del fenómeno se reflejaba en ciertos cambios
producidos en los determinantes sociodemográficos del divorcio por cohortes de unión,
que denotaban, por la dirección que tomaban, una democratización o pérdida de
selectividad social del fenómeno. Ahora, en esta ocasión, el tema se plantea desde el punto
de vista, no ya de las causas o determinantes del divorcio y de las separaciones, sino desde
la consideración de sus consecuencias; y no comparando distintas cohortes de unión, sino,
sobre todo, los efectos de las rupturas por divorcio y separación con los de la viudedad.
La problemática de base del análisis de las consecuencias del divorcio realizado ha sido
discernir si, desde el punto de vista de las consecuencias familiares de la ruptura, el
divorcio y la separación constituyen un fenómeno social nuevo en España que no tiene
paragón con el caso de la viudedad. ¿El impacto de la separación y del divorcio en la
configuración de determinadas trayectorias familiares tras la ruptura de la unión es paralelo
al que ocasiona u ocasionaba la viudedad?; ¿realmente la monoparentalidad es un concepto
nuevo para una realidad anciana? (Legaré, 1991); ¿el recasamiento tras una ruptura
voluntaria de la unión es superior que en el caso de las rupturas por fallecimiento del
cónyuge?; ¿Los determinantes sociodemográficos en la reconstitución de otra unión tras la
ruptura de una precedente son los mismos si se ha producido por viudedad o por
separación y divorcio?; ¿tienen o han tenido el mismo reflejo en las estructuras familiares
una y otra dinámica?; ¿cómo se configuran las diferencias de género en cada caso y, cómo
reflejan la verdadera naturaleza de la institución matrimonial o de la pareja?.
Por otro lado, se replantean nuevos interrogantes que retoman las cuestiones analíticas de
los anteriores trabajos realizados sobre los determinantes sociodemográficos. A saber, ¿se
trazan tras una separación o divorcio similares trayectorias familiares post-ruptura que en
otros países en los que el divorcio presenta una frecuencia mucho más alta?, o por el
contrario, ¿presentan dichas trayectorias especificidades propias de contextos dónde el
fenómeno es menos frecuente como ocurría en el caso de los determinantes
sociodemográficos de las rupturas?.
En concreto, el análisis de dos trayectorias familiares post-ruptura de la población que en
1991 residía en Cataluña, la entrada en monoparentalidad y la entrada en segundas nupcias
por un lado, y el análisis de la situación familiar de los separados, divorciados y viudos de
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la población residente en Cataluña en 1996 por otro, constituyen el escenario de reflexión
de los interrogantes anteriores. Y la comparación del comportamiento de la población
separada y divorciada con el de la población viuda nos ayudará a dirimir la cuestión de la
novedad del fenómeno. Desde luego, los interrogantes planteados son lo suficientemente
amplios y complejos como para no pretender darles aquí una respuesta definitiva y
concluyente. No sólo será necesario para avanzar en la respuesta retomar una perspectiva
histórica mucho más amplia sino estudiar, en una perspectiva comparada, otras
dimensiones del significado social de la viudedad por un lado, y del divorcio y de la
separación por otro. Y un ejemplo de ello podría ser la cuestión de los derechos sociales
derivados de una u otra situación, o las consecuencias diferenciales que pudieran tener en
relación a los hijos.
Desde el punto de vista de la óptica de análisis utilizada, la perspectiva longitudinal o
biográfica supone un enriquecimiento del análisis transversal. Aunque no sea este el marco
adecuado para extenderse en explicar la relevancia de una perspectiva longitudinal o
biográfica en el análisis de la ruptura matrimonial, si se quiere destacar la necesidad de
considerar la ruptura como un proceso que se gesta a lo largo de la biografía nupcial y
familiar de los individuos implicados. Por otro lado, en un momento de movilidad
conyugal creciente, la situación observada en un momento dado recoge cada vez con
menor calidad el itinerario familiar recorrido por las personas (Desrosiers y altr, 1990).
Se exponen en primer lugar las fuentes de datos estadísticos y la metodología de análisis
empleada. A continuación se contextualiza en el espacio y en el tiempo la intensidad de las
separaciones y divorcios en Cataluña, como paso previo al análisis de las trayectorias
familiares post-ruptura. Se discute, asimismo, la cuestión del grado de formalización de las
rupturas en Cataluña. En tercer lugar, se exponen ya los resultados del análisis de las
trayectorias post-ruptura: primero los del análisis de las entradas en monoparentalidad y
luego los de las entradas en segundas uniones. En ambas entradas, se consideran los
niveles por cohortes, sexo, duración matrimonial o edad por un lado y posteriormente se
presentan qué variables sociodemográficas tienen un mayor peso a la hora de explicar la
entrada ya sea en situación de monoparentalidad o en segundas uniones. En uno y otro caso
se comparan las trayectorias post-ruptura de la población separada (de hecho o legal o
divorciada) con el de la población viuda. En un cuarto lugar, se presenta la situación
familiar de la población separada (de hecho o legal o divorciada) y viuda en 1996. Por
4
último, se presentan las reflexiones finales que retoman las preguntas iniciales a raíz de los
resultados expuestos.
2.- Datos y metodología
Los datos utilizados provienen de los Censos de Población (INE), de la Encuesta de
Población de 1996 de Cataluña (IDESCAT), de las Memorias Anuales del Consejo
General del Poder Judicial (CGPJ), del Movimiento Natural de la Población Española
(INE) y de la Encuesta Sociodemográfica de 1991 (INE). No obstante, el cuerpo del
trabajo se basa en la explotación y posterior análisis de un fichero con una muestra de
hogares del 20% de la Encuesta de Población de 1996 producida por el Institut
d'Estadística de Cataluña y del fichero de datos individuales de la Encuesta
Sociodemográfica de 1991 (ESD) del INE.
A partir de la pregunta de “estado civil” y de la de “relación con la persona principal” y
gracias a la muestra de hogares de 1996 cedida por el IDESCAT se identificó a los
"separados de hecho" como una categoría añadida al conjunto de la población legalmente
separada y divorciada2. Además, con la información de la composición de los hogares,
clasificamos a la población separada y divorciada según su posición dentro del núcleo o
dentro del hogar.
En España el divorcio es un proceso que normalmente exige un proceso previo de
separación que, por otro lado, puede resultar bastante largo y costoso, ya que con la
legislación vigente, la obtención de la sentencia de separación, salvo casos excepcionales,
exige que haya transcurrido como mínimo un año desde la interposición de la demanda de
separación, en el caso más favorable de mutuo acuerdo. Por tanto, el cese de la convivencia
entre esposos no significa la adquisición inmediata de un nuevo estado civil (el de
separado/a legal). Por otro lado, dada la imposibilidad de obtener un divorcio antes de la
promulgación de Ley del Divorcio en 1981, y puesto que la ley aparece a remolque de las
transformaciones modernizadoras que ya había experimentado la sociedad catalana, se
produjeron muchas separaciones de hecho de matrimonios que, luego, a pesar de la ley, no
legalizaron su situación de hecho por razones varias, ya sea por la muerte del ex-cónyuge o
por no necesitarlo al no tener intención de contraer un nuevo matrimonio. Ambas razones
2 Cuando hablemos de los separados, nos referimos al conjunto: separados de hecho, separados legales y
divorciados. En el caso contrario, cada grupo será identificado adecuadamente.
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justifican la necesidad de estimar los separados de hecho para que la fotografía del
momento histórico que proporciona el censo del número de separados y divorciados no
subestime su número. Una manera de identificar a los separados de hecho en los censos de
población consiste en identificar a los casados/as cuyo cónyuge (también casado) está
ausente permanentemente del hogar (Ruggles, 1997). En los censos españoles, así como en
la Encuesta de Población de 1996 del IDESCAT, las personas que forman un hogar las
constituyen los presentes en el hogar más los que teniendo su residencia habitual en él,
están ausentes de manera temporal, en dos palabras, la población de derecho. En
consecuencia, los casados/as cuyos esposo/as no residen en el mismo hogar son población
separada de hecho, dado que en caso de que la ausencia fuese temporal, serían registrados
igualmente como miembros del hogar.
No obstante, existen otros factores que hacen que la ausencia del esposo o de la esposa
pueda ser el resultado no sólo de una separación temporal, sino también de otros tipos de
ausencia permanente o de larga duración: por residir en instituciones colectivas (prisiones,
hospitales, etc.) o por tratarse de un extranjero casado que hizo una inmigración no familiar
(solo). En este caso, nuestra identificación de los separados de hecho por el método
sugerido sobrestimaría su población. Ahora bien, existen otras circunstancias en las que
dicha población se subestima. En el caso que dos separados de hecho convivan juntos, se
codifican como estando en unión matrimonial cuando los dos declaren un estado civil de
casados, a pesar de no estarlo el uno con el otro. Además, dado que utilizamos muestras de
hogares, la población que vive en instituciones (donde se puede encontrar otros separados)
está excluida. No obstante, se ha calibrado la importancia que puedan tener algunas de
estas sobreestimaciones y subestimaciones en la estimación de la población separada de
hecho.
La variable de posición en el hogar es una variable compleja construida a partir de las
variables de relación con la persona principal del hogar, de presencia del cónyuge en el
hogar y de presencia de un padre. Es una variable mixta que intenta situar al individuo
dentro del núcleo familiar a la par que dentro del hogar.3 . Primero se da prioridad a la
posición ocupada dentro del núcleo familiar para las personas que forman núcleo. Todos
los individuos solteros y sin cónyuge que tienen un padre o una madre o ambos en el hogar
3 El núcleo familiar lo constituye por definición o una pareja o matrimonio sin hijos solteros o una pareja o
matrimonio con hijos solteros o un padre solo con algún hijo soltero o una madre sola con algún hijo soltero.
El hogar está compuesto por una persona sola o un grupo de personas emparentadas o no que comparten los
gastos de alimentación y alojamiento.
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y que, a su vez, no cuentan con hijos propios aparecen en posición de descendientes. Es
decir, sean hijos en núcleos monoparentales o en núcleos biparentales. Los individuos
padres o madres que forman un núcleo familiar se clasifican como cónyuge sin hijos,
cónyuge con hijos (sean dependientes o no lo sean), madre o padre monoparental con hijos
no dependientes y madre o padre monoparental con algún hijo dependiente. Un hijo es
dependiente si tiene entre 0 y 14 años o si tiene entre 15 y 19 años y no está activo
(ocupado o en desempleo con experiencia laboral); en ambos casos tiene que ser soltero.
Las personas que no forman parte del núcleo familiar pero si del mismo hogar fueron
clasificadas según su relación de parentesco más cercana con otros miembros del hogar: así
que pueden aparecer también como descendientes (serán personas que no sean solteras que
viven con al menos uno de sus padres), como ascendiente (serán los que no son solteros
que viven con al menos uno de sus hijos no solteros o soltero emparejado), como otro tipo
de relación (de parentesco o no) y como solitario (que vive solo). Es evidente que uno
puede ser padre solo y convivir con uno de sus propios padres: en este caso, se clasifica
como "padre monoparental", y sus padres se clasifican como “ascendientes”. Es decir, está
clasificación no permite distinguir los hogares simples (con un núcleo familiar sin ninguna
persona ajena al núcleo) de los complejos (aquellos hogares que cuentan con personas
ajenas al núcleo o con dos núcleos), para hacerlo, habría que cruzar la posición de la
persona con el tipo de hogar donde vive (tipología clásica de los hogares). Por último, cabe
recordar que los separados que declaran contar con cónyuge en el hogar son todos
cohabitantes.
La ESD fue la fuente estadística utilizada para analizar las transiciones familiares postruptura.
La muestra de Cataluña contiene 8.807 hombres y 10.241 mujeres de 10 y más
años de edad, y representa a una población de 4.791.833 personas (con el factor de
elevación), presente en la Comunidad en el año 1991. El tamaño de la muestra es suficiente
para asegurar su representatividad estadística. El registro de cada individuo se ha
multiplicado en varios años-persona, siguiendo la biografía de los "sujetos" entre la edad
de 15 años y la que tenían al final del año 1990. Es decir, el registro de cada persona se ha
multiplicado por el número de años vividos entre la edad de 15 años y el final de 1990. Y
en el registro de cada año vivido se han recogido las transiciones y características
familiares (estado civil e hijos, acontecimientos familiares como el matrimonio, la
separación, la entrada en viudedad, etc.), además de otras características socioeconómicas
y demográficas (ocupación, educación, edad, etc.). A estos datos se les ha aplicado las
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técnicas del análisis demográfico de datos biográficos: tablas de vida y regresión sobre
riesgos (Courgeau y Lelièvre, 1989; Blossfeld y Rohwer, 1995). El método de la tabla de
vida consiste en dividir el tiempo de la biografía de un individuo en intervalos cortos de
tiempo (en nuestro caso de un año de duración) y en calcular, para cada intervalo, las
probabilidades o las tasas de transición: transición de una situación de no
monoparentalidad a una situación de monoparentalidad, y transición de una situación de
separación o viudedad a una situación de segunda unión. Cabe decir, que la
monoparentalidad estudiada a través de la ESD es un fenómeno y no un estado, como en el
caso del censo. Es decir, con la ESD podemos saber el momento en que una persona pasa a
estar con un hijo sin cónyuge (ya sea por quedarse viuda, por separase o divorciarse, o por
tener un hijo sin cónyuge en el hogar), ahora bien, nada sabemos del resto de miembros del
hogar.
La regresión logística, por otro lado, ha sido utilizada para analizar los efectos de las
características demográficas, familiares y socioeconómicas en las probabilidades de
experimentar una transición, ya sea de monoparentalidad o de volver a vivir en pareja
después de una segunda unión. La definición de la probabilidad es la misma en las tablas
de vida y en la regresión: es el número de personas que conoce la transición (o el
acontecimiento) durante un año dado, dividido por el número de personas a riesgo de
experimentar la transición al empezar el intervalo. Las personas que no conocen el
acontecimiento están expuestas a riesgo durante todo el tiempo en que estén presentes.
Dada la datación anual de los acontecimientos en la ESD, surge el problema de aplicar tal
probabilidad cuando dos o más transiciones se producen en el mismo año: por ejemplo,
cuando se produce una separación y una nueva unión el mismo año. Al empezar el
intervalo, la persona está casada en primeras nupcias y no expuesta a riesgo de volver a
vivir en pareja, si bien, al final del intervalo ya ha entrado en una nueva unión porque entre
las dos uniones se separó. Estas situaciones se han corregido considerando que la persona
estaba expuesta al riesgo de volver a vivir en pareja al principio del intervalo, aunque, de
hecho, no lo estuviera al comienzo del mismo. De no hacerse tal corrección, se cometería
un error importante dado que muchas de las segundas uniones se producen el mismo año
que la separación o la entrada en viudedad, especialmente entre la población masculina. De
modo general, pues, las transiciones múltiples siempre han dado lugar a correcciones para
no introducir sesgos en el cálculo de las probabilidades.
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Los resultados de las tablas de vida, se presentan en curvas de probabilidad acumulada por
edad o duración del fenómeno estudiado. Para la regresión logística, se presentan las oddsratios
(los exp(b) de la regresión), o "propensiones relativas": si la probabilidad es Pr, la
propensión es Pn = Pr/(1-Pr), y la propensión relativa es Pn(a)/Pn(k), donde "a" representa
una categoría de una variable y "k" la categoría de la variable que sirve de referencia. La
regresión estandariza la probabilidad según las diferentes variables incluidas en el modelo
y permite evaluar el efecto de cada variable teniendo en cuenta el efecto conjunto de las
otras variables incluidas en el modelo. Se presentan asimismo los resultados no
estandarizados en forma de odds-ratio para su comparación con los resultados
estandarizados, y el número y la distribución de los acontecimientos observados. Todos los
cálculos con la ESD se hicieron con la población elevada, menos los tests estadísticos que
se hicieron con la población real de la muestra.
3.- Intensidad de la separación y del divorcio en Cataluña
El gráfico 1 presenta los indicadores sintéticos de separación (ISS) y de divorcio (ISD) de
Cataluña y de España calculados a partir de los datos sobre procesos de separación y
divorcio iniciados anualmente y publicados en las Memorias Anuales del Consejo General
del Poder Judicial.4 Los ISS e ISD estima el número de separaciones y divorcios que al
cabo de 30 años de duración matrimonial se producirían cada año por cada 100
matrimonios si las tasas de momento por duración del matrimonio fueran constantes a lo
largo de los años.
En 1998, los niveles de separación matrimonial en Cataluña y España se cifran en 31 y 25
separaciones respectivamente por 100 matrimonios. Los niveles de divorcio son, en ambos
casos, muy inferiores a los de separación: de un 21% en Cataluña y de un 15% en España.
Desde 1986 la propensión a la separación es entre 1,2 y 1,5 veces más alta que la
propensión al divorcio. Tanto en el conjunto de España como en Cataluña, los indicadores
han ido creciendo entre 1984 y 1998. La propensión al divorcio en Cataluña se ha
multiplicado por 1,8 entre 1984 y 1998, mientras que la propensión a la separación se ha
4 Los procesos anuales de separación y divorcio de las Memorias Anuales constituyen los numeradores de las
tasas; los denominadores se han estimado utilizando los datos de las mujeres casadas, separadas y divorciadas
de los censos y padrones de población y corrigiéndolos con los datos de defunciones por estado civil del
Movimiento Natural de la Población Española; y finalmente, las estructuras por duración matrimonial de la
población separada y divorciada se han estimado con los datos de la Encuesta Sociodemográfica de 1991
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multiplicado por 2,3. Los indicadores son sistemáticamente más altos en Cataluña que en
España, en un porcentaje de un 130% y de un 140% en el caso del ISS y del ISD
respectivamente. Tanto el crecimiento como las diferencias entre España y Cataluña se
verifican también con los datos de la ESD (Solsona et al.,2000).
Se pueden comparar los niveles de divorcio de España y Cataluña con los de otros países
europeos (Monnier, 1999). En 1995, el ISD era, en los países donde se registran los niveles
más altos, de un 46% en Inglaterra-Gales, de un 54% en Suecia y de un 50% en Rusia. En
Alemana, Francia y Hungría, el ISD se sitúa entre 30 y 40 divorcios por cada 100
matrimonios. En los países mediterráneos, el ISD no pasa del 20%: 15% en Grecia, 8% en
Italia, 16% en Portugal. En España, el ISD era de un 12% en 1995 según los datos de
Monnier, pero de un 14% según nuestros cálculos realizados para el mismo año; en
Cataluña, el ISD es sensiblemente más alto, 21%, lo que la sitúa en los niveles de Rumania
(20%) y Bulgaria (18%), es decir, a un nivel bajo en Europa, pero dentro de los más altos
del contexto mediterráneo.
tomando como referencia a las mujeres y al período 1986-90 . Para más detalle sobre el método de cálculo
ver Solsona et altr.(1999).
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Ahora bien, considerando los indicadores de separación matrimonial en lugar de los
indicadores de divorcio, opción lógica puesto que prácticamente la totalidad de los
procesos de divorcio derivan de un proceso previo de separación, los niveles de ruptura
matrimonial ya no se sitúan en un 21 por cada 100 matrimonios y en 14 por 100
matrimonios en Cataluña y España respectivamente en 1995, sino en un 28% y 22%
respectivamente. Desde esta perspectiva, España sigue agrupándose dentro del grupo de
países donde la frecuencia de las rupturas matrimoniales es la más baja de Europa (Europa
del sur), mientras que Cataluña alcanza niveles comparables a los de Alemania y a los de
los Países Bajos (32%). Ahora bien, cabe decir que los ISS y ISD son muy sensibles a las
modificaciones de calendario del fenómeno. Cuando las rupturas rejuvenecen (se producen
a duraciones más tempranas), tal y como pasa actualmente en España y Cataluña (Treviño
et al., 2000), el indicador tiende a sobrestimar la intensidad del fenómeno.
Un crecimiento de los indicadores de rupturas matrimoniales ha provocado, como es
lógico, un aumento de la población separada y divorciada (tabla 1). Como ya se ha
mencionado (ver datos y metodología), el cálculo de los separados de hecho se apoya en la
hipótesis de que los casados que viven solos o conviven en pareja con un no casado son en
realidad separados que todavía no han formalizado su situación (o que no lo harán nunca).
Tabla 1.- Población total separada y divorciada. Cataluña. 1986, 1991 y 1996.
Separados
de hecho
Separados
legales
Divorciados Total
1986 - 60.809 21.046 -
1991 104.659 70.984 36.203 211.846
1996 225.300 101.395 65.850 392.545
Fuentes: elaboración propia a partir de los datos del Padrón de 1986 (IDESCAT), del Censo de Población de
1991 (INE) y de la Encuesta de Población de 1996 (IDESCAT). Para el cálculo de los separados de hecho,
las muestras de hogares del 5% del censo en 1991 y del 20% de la Estadística de Población en 1996, que
excluyen a las personas que viven en instituciones.
Según está hipótesis, y con los datos de la Encuesta de Población de 1996, los separados
de hecho representaban 57% del total de población separada o divorciada, los separados
legales el 26% y los divorciados el 17%. El peso de los separados de hecho era muy alto.
Por otro lado, el perfil por edad era también muy distinto al de los separados legales y al de
los divorciados (ver tabla 2). Son a la vez más jóvenes y sobretodo mayores que estos
últimos, que se concentran en mayor medida en las edades centrales (35-54 años). Las
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razones de esta distribución particular parecen evidentes: por un lado, los separados de
hecho serían personas que se separaron hace poco tiempo y no han tenido tiempo de
formalizar su situación y, en comparación con los otros separados, son necesariamente más
jóvenes; por otro lado, los separados de hecho serían también personas de mucha mayor
edad que nunca han llegado a formalizar su situación de hecho y han envejecido con ella (y
en muchos casos, deben ser personas que se separaron antes de la Ley del Divorcio de
1981).
Estos datos contrastan fuertemente con los proporcionados por Ruiz (1999), que cifran la
proporción de separados de hecho, estimada a partir de los datos de la ESD en tan sólo un
26%. Aunque la ESD no permite calcular el número de separados de hecho en un momento
dado con la exactitud de los censos, porque no están las fechas de separación legal y de
divorcio, sino sólo la del cese de la convivencia, y porque la información sobre la
composición de los hogares en el momento de la encuesta no permite reconstituir todos los
hogares sino sólo los del sujeto de referencia (dado que no hay una pregunta sobre la
presencia del cónyuge, en el caso que este no sea persona principal), la discrepancia entre
los datos de la ESD y nuestros datos, calculados a partir de la Encuesta de Población de
1996 es muy grande, aún siendo conscientes de que la evaluación con datos de tipo censal
pueda provocar una sobrestimación del fenómeno5.
En Cataluña y España, la separación es una transición familiar selectiva. Los resultados de
estudios previos lo mostraron ampliamente (Houle et al., 1999; Simó et al., 2000: Treviño
et al., 2000): los que poseen más educación se separan 1,25 veces más que los otros; y en
5 Se intentó controlar parte de está sobreestimación teniendo en cuenta a la población institucionalizada y a la
población extranjera, pero los resultados apenas variaban la proporción de separados de hecho.
12
el caso de las mujeres, las ocupadas se separan 2 veces más que las que no están ocupadas.
Este efecto selectivo ha ido evolucionando con el tiempo: cuanto más reciente es la
generación de referencia, menos selectiva es la separación, resultado que nos ha llevado a
hablar de un proceso de "normalización" del fenómeno, ocurrido tanto en Cataluña como
en España. Del mismo modo, cuando miramos a los separados en un momento dado, como
en un censo, encontramos que esta población es bastante diferente de la población de
donde viene (los casados): los separados (incluso los separados de hecho) disponen de un
nivel educativo superior a los casados y ocupan las posiciones más "elevadas" de la
jerarquía socio-profesional.
4.- Análisis de las trayectorias y situaciones familiares post-ruptura
4.1.- La entrada en monoparentalidad
Una de las consecuencias de las rupturas matrimoniales (ya sea por viudedad o por
separación) es la de diversificar las estructuras familiares de la población. Y la
corresidencia de un padre o una madre con un hijo o hijos dependientes sin ningún
cónyuge (monoparentalidad) suele devenir, en la mayoría de los casos, de la ruptura de una
unión. El término de familia monoparental en su origen, en la década de los 70, aparece
ligado en Francia y en los Países anglosajones (lone parent families) a la proliferación de
las separaciones y divorcios y a la preocupación, manifestada principalmente por estudios
feministas, de que la ruptura de la unión pueda contribuir a un riesgo de exclusión o de
vulnerabilidad social cuando se siguen ciertas trayectorias familiares después de una
separación o divorcio, especialmente, en el caso de las mujeres. No obstante, no hay que
olvidar que, según muestran los escasos estudios históricos que hasta ahora hay sobre el
tema (Bideau et altr. 1981; Dupâquier et altr. 198; Legaré, 1991; Denis, 1994), en la
Europa Occidental pre-transicional los altos niveles de mortalidad determinaban que la
viudedad se experimentase a edades jóvenes y que desde el momento en que una pareja
podía tener como media 4 o 5 hijos nacidos cada dos o tres años durante el período
reproductivo de la mujer, era probable que la viudedad se experimentase con hijos
dependientes, situación que cambiaría con la caída de la mortalidad a principios del siglo
XIX (Blom, 1991) en gran parte de los países Europeos y más tarde en Cataluña y en
13
España. De este modo, puede parecer pertinente la pregunta planteada por Legaré et altr.
(1991) de si la monparentalidad no será un concepto nuevo para una realidad anciana.
De entrada, se nos plantea un rechazo total a la equiparación de tales situaciones. Una de
las razones principales es que en las familias monoparentales derivadas de una separación
o de un divorcio, a diferencia de lo que ocurre en el caso de la viudedad, el cónyuge no
desaparece sino que simplemente deja de corresidir con el hijo o hijos, lo cual plantea un
panorama mucho más complejo, no sólo a nivel de afectos sino de vida cotidiana y de
derechos y obligaciones entre padres e hijos y nuevas figuras familiares. Además, se trata
de una ruptura voluntaria y por tanto, seleccionada socialmente de una manera
determinada; mientras que, en principio, la muerte es el único determinante o causa de la
monoparentalidad por viudedad y si bien ésta puede estar, a su vez, socialmente
determinada, parece lógico pensar que lo será de una forma muy distinta. Otras razones, no
menos importantes y en las que tampoco vamos a profundizar ahora, podrían ser, por
ejemplo, la incomparabilidad del concepto de hijo dependiente en uno u otro contexto
histórico. Estas y otras razones nos plantean serias dudas de la idoneidad de la aseveración
de Legaré, más allá de la cuestión meramente morfológica, en el sentido que siempre han
existido familias con un único progenitor corresidente.
No obstante, el planteamiento de la cuestión de la novedad o no de la monoparentalidad
comparando los patrones de la derivada de la ruptura por viudedad con los que provienen
de una ruptura voluntaria de la unión, puede resultar analíticamente muy fructífero. Se
agolpan entonces muchos interrogantes sobre las características específicas de la
monoparentalidad como consecuencia del divorcio. Y aunque somos conscientes de las
limitaciones que tenemos y de que tal planteamiento sólo puede resolverse con estudios
históricos, hemos querido retomarlo aquí. Tal estudio comparativo constituye una
herramienta analítica útil para re-situar la cuestión de si desde el punto de vista de las
consecuencias familiares derivadas, la separación y divorcio constituyen en Cataluña, y por
añadidura en España, un fenómeno social nuevo. La mayor parte de las diferencias que a
priori se nos ocurren que puedan existir entre un tipo u otro de monoparentalidad se
plantean cuando consideramos la monoparentalidad de forma dinámica, como proceso
(diferencias de duración en el estado, desigual calendario en el ciclo vital, diferencias de
edad, desiguales trayectorias de salida, etc).
Valga decir, que son muy recientes los escasos estudios sociodemográficos que hay sobre
familias monoparentales en Cataluña y también en España (Iglesias, 1988; Institut
14
d’Estadística de Catalunya, 1991; Guisande, 1995; IEC, 1997; Fernández Cordón et altr.
1998; Bercerril, 1999;) y que prácticamente la totalidad utilizan una perspectiva de análisis
de tipo transversal o de momento, utilizando como fuente estadística básica la información
de los hogares y de las familias proporcionada por los censos y padrones de población o
por encuestas de tipo transversal, que nos dan sólo una imagen instantánea y no dinámica
de la monoparentalidad. Las ventajas de utilizar una perspectiva longitudinal en el análisis
de la monoparentalidad son que permite determinar con precisión los acontecimientos que
originan la entrada y además analizar la historia familiar y conyugal de los monoparentales
(Desrosiers, 1999). Sin embargo, sólo será a partir de la década de los 90 cuando
empecemos a encontrar en la literatura especializada análisis de la monoparentalidad desde
una perspectiva longitudinal (Desjardins et altr. 1991; Denis et altr. 1994; Leridon, 1994;
Nyam, 1999; Bumpass, 1995; Desrosiers, 1999). Algunos de estos trabajos han mostrado
que la experiencia de la monoparentalidad está mucho más extendida de lo que
aparentemente denotan los datos de momento y que la duración del estado de
monoparentalidad está ligada al acontecimiento que origina la entrada en el mismo
(Desrosiers, 1999). En el caso de Cataluña, los datos censales de 1991 nos indican que un
2.7% de las mujeres mayores de 15 años estaban en situación de monoparentalidad (con
hijos dependientes); por otra parte, según los datos de la Encuesta Sociodemográfica del
mismo año, del total de mujeres mayores de 15 años entrevistadas ese año en Cataluña, un
7.4% habían estado alguna vez en su vida en situación de madre monoparental. Para los
hombres, los porcentajes equivalentes son de un 0,6% y un 1,9% respectivamente.
Aunque los datos de la Encuesta Sociodemográfica realizada en 1991 no nos permitan una
perspectiva histórica más amplia, si podemos comparar la incidencia de la
monoparentalidad en un período más amplio del que permitiría la información censal. En
el gráfico 2 aparecen representadas en primer lugar las probabilidades acumuladas de
entrar en el estado de monoparentalidad por primera vez por edad y sexo y para distintas
generaciones de hombres y mujeres residentes en Cataluña en 1991.
En las dos primeras figuras de los gráficos, no se distingue el tipo de entrada en
monoparentalidad, es decir, si es por el nacimiento de un hijo fuera de unión, si es por la
ruptura de una unión con hijos por separación o divorcio o si es por el fallecimiento de un
cónyuge con el que se tiene algún hijo.
15

De hecho, se trata de la probabilidad total de entrada en monoparentalidad, es decir de la
suma de las probabilidades de entrada de cada tipo. En las figuras siguientes, aparecen los
16
gráficos complementarios a los anteriores por cuanto son el desglose de la probabilidad
total de entrar en monoparental por tipo de entrada para cada sexo6.
Que la monoparentalidad es un fenómeno que esencialmente atañe a las mujeres es un
hecho ya conocido. En cualquier generación, la probabilidad de las mujeres de ser madres
monoparentales es significativamente más alta que de los hombres ser padres
monoparentales. En la primera cohorte estudiada (1911-1920), la más afectada por los
avatares de la Guerra Civil y en las cohortes más modernas es dónde la feminización de la
monoparentalidad parece algo más acusada.
Ahora bien, lo realmente interesante del gráfico es la evolución temporal del fenómeno,
visible entre la población masculina y femenina, pero especialmente en ésta última. La
evolución histórica es muy clara: a causa de la elevada mortalidad, las primeras
generaciones del siglo tienen una probabilidad muy elevada de entrar en monoparentalidad.
Esta probabilidad decrece en las generaciones siguientes, en paralelo a la transición
histórica de la mortalidad. Las probabilidades mínimas las registran las generaciones de
1921-30 y de 1931-40, y la generación que le sigue, la de 1941-50, marca un punto de
inflexión muy nítido. A partir de ella, las probabilidades de entrar en monoparentalidad se
incrementan en consonancia al aumento creciente de la inestabilidad de las uniones como
consecuencia de las separaciones y divorcios. Tomando los 45 años como edad de corte, la
generación más antigua es la que presenta la probabilidad de entrar en monoparentalidad
más alta. Ahora bien, las generaciones más jóvenes (1961-70 y 1951-60) que todavía no
han alcanzado los 45 años en el momento de la encuesta, 1991, les siguen a la par y parece
que finalmente van a superar los niveles de monoparentalidad de la primera generación.
Ahora bien, si bien no nos arriesgamos nada al afirmar que las generaciones de 1921-30 y
las de 31-40, son las que presentan los mínimos históricos de entrada en monoparentalidad
en Cataluña, algo más complicado nos resulta señalar cuáles son las generaciones que
presentan los máximos históricos.
Para ello se necesitaría ampliar el período de estudio de la monoparentalidad a la Cataluña
pre-transicional desde el punto de vista de la mortalidad. No obstante, en el pasado
6 En la totalidad de cohortes analizadas, la entrada en monoparentalidad por el nacimiento de un hijo sin estar
en una unión es realmente un fenómeno muy marginal (siempre inferior al 12 por 1000) y en consecuencia,
las curvas son muy erráticas y aunque parece apreciarse en la última generación de mujeres un ligero
incremento de de las probabilidades de entrada por este tipo de acontecimiento, los niveles siguen siendo
muy bajos y poco comparables a los de los otros tipos de entrada. Por esta razón no se expone su
representación gràfica.
17
inmediato, desde el punto de vista de la intensidad del fenómeno, parece que las
generaciones recientes rompen la tendencia histórica anterior de descenso de la
probabilidad de entrada en una situación de monoparentalidad. Y esta ruptura traduce el
relevo de la entrada en monoparentalidad por ruptura de una unión por viudedad por la
entrada por ruptura por separación o divorcio. Y al hecho de que la separación y divorcio
sea el mecanismo de ruptura de la unión que substituye a la viudedad, no sólo hace que
vayan a incrementarse de modo importante el número de familias monoparentales en
Cataluña, que hasta hace unas décadas probablemente contaba con el mínimo histórico de
estas familias, sino que la duración del matrimonio se reducirá considerablemente. Y de
nuevo otro elemento que apunta a que, desde el punto de vista de las consecuencias en las
trayectorias familiares, el divorcio y la separación constituyen un nuevo fenómeno social,
no sólo en magnitud sino también de naturaleza diferente.
Efectivamente, una diferencia importante es la diferencia del calendario del fenómeno en
un tipo y otro de entrada. El calendario de entrada en monoparentalidad está estrechamente
asociado al acontecimiento que da origen a la misma. La entrada en monoparentalidad por
nacimiento fuera de la unión presenta un calendario muy temprano, mientras que la entrada
por viudedad, sobre todo en las generaciones más jóvenes presenta un calendario mucho
más tardío. Por ejemplo, para la generación 1951-60, a los 30 años de edad, sólo 2 de cada
1000 de mujeres habían experimentado una monoparentalidad por viudedad, mientras que
la probabilidad equivalente de las que lo hacían por separación era de un 29 por 1000. Esta
diferencia de calendario del fenómeno tiene el impacto inmediato de reducir la duración
del matrimonio. En Estados Unidos Goldman (1984) muestra que en el espacio de tan sólo
10 años (de la década de los 60 a la de los 70), la duración media del matrimonio bajó a la
mitad, de 20 a 40 años, porque a principios del período la mayor parte de las rupturas se
producían por fallecimiento del cónyuge a edades relativamente altas mientras que a
finales del mismo, el divorcio era la principal causa de disolución, y este presentaba un
calendario mucho más temprano. Y este calendario más temprano del fenómeno y la
consecuente reducción de la duración del matrimonio implica que el número de
transiciones de un estado a otro va incrementarse en las trayectorias familiares post-ruptura
acrecentándose la complejidad de dichas trayectorias.
Finalmente, y para acabar, se muestra en la tabla 3 cómo la entrada en monoparentalidad
por ruptura de una unión por separación y divorcio es una trayectoria familiar socialmente
selectiva. La primera selección es por sexo y es tan fuerte, que la escasez de efectivos entre
18
la población masculina no ha permitido realizar un análisis análogo al de la población
femenina por razones de significación estadística. Los demás factores determinantes de la
entrada en monoparentalidad son consecuencia del carácter selectivo del divorcio y las
separaciones en Cataluña (Simó et altr. 2000).
Cómo puede apreciarse, se trata de un fenómeno en el que las probabilidades de entrada
son un 76% más altas entre las universitarias que entre las que no tienen estudios, en el que
las mujeres que tienen un sólo hijo en edad cercana al inicio de la escolarización
concentran la probabilidades de entrada y en el que el hecho de estar ocupada significa
doblar la probabilidad de ser madre monoparental, algo que ya habíamos visto en nuestros
anteriores trabajos sobre los determinantes sociodemográficos del divorcio. El hecho de
que la entrada en monoparentalidad sea una trayectoria familiar que se selecciona entre la
población femenina socialmente mejor situada y que, sin embargo, se esté produciendo una
19
feminización de la pobreza por vía de la monoparentalidad debería llevar a una profunda
reflexión sobre los costes de la desigualdad de género del matrimonio.
Resta añadir, que aunque analíticamente parezca absurdo, por cuanto la única causa de la
monoparentalidad por viudedad es la muerte, se ha realizado también para las generaciones
de mujeres nacidas entre 1911 y 1940 un análisis de regresión de la entrada en
monoparentalidad por viudedad contemplando las mismas variables que en el caso de la
entrada en monoparentalidad por ruptura voluntaria de la unión. Los resultados han
mostrado que los determinates “sociales” de la viudedad están totalmente marcados por el
calendario tardío del fenómeno.
Así, la educación no juega ningún papel y si es estadísticamente significativo que a más
duración de la unión, mayor probabilidad de entrada y que cuanto más reciente es la
cohorte, menor probabilidad tienen las mujeres de entrar en monoparentalidad como
consecuencia de la viudedad (la probabilidad de entrada de la generación 1931-40 es la
mitad de la que tenia la generación de 1911-20). Igualmente, otro efecto secundario del
calendario del fenómeno es que cuanto más hijos y más mayores sean estos, las
probabilidades de entrada son mayores . Un efecto no esperado es que las mujeres
ocupadas presentasen una probabilidad mayor de entrar en monoparentalidad por viudedad
que las no ocupadas (en un 20%) y además fuera estadísticamente muy significativo. Ello
se debe a que la ocupación femenina y clase social en el pasado presentaba una asociación
inversa a la de ahora, y por tanto, a más bajo nivel social, mayor probabilidad de quedarte
viuda y mayor de estar ocupada.
4.2.- Volver a vivir en pareja después de una separación
Este tema ha sido poco estudiado en España. El trabajo de Ruiz como los nuestros dan una
primera idea del fenómeno en España y Cataluña. En trabajos anteriores (Solsona et altr.,
1999), mostramos que el peso de las segundas nupcias de divorciados y divorciadas es
creciente y más elevado que el de los viudos: en 1983, las segundas nupcias donde al
menos uno de los cónyuges era un divorciado o divorciada representaban el 55,5% de la
totalidad de las segundas nupcias en Cataluña; en 1994, esta proporción era de más de
90%. Ahora bien, si en vez de analizar las trayectorias familiares post-ruptura de una unión
con los datos del MNP (Movimiento Natural de la Población Española) lo hacemos con
los de la ESD, podemos afinar el análisis. En primer lugar, la ESD permite considerar la
20
vuelta a vivir en pareja tras la ruptura de una unión no sólo de los divorciados, como era el
caso del MNP, sino también de los separados, de hecho o legales. En segundo lugar, se
puede considerar la vuelta en pareja en sentido más amplio, como la constitución de otra
unión, no sólo matrimonial sino también de tipo consensual. En tercer lugar, es posible el
análisis de los cambios generacionales habidos en estas trayectorias post-ruptura.
En el gráfico 3 se puede comparar el análisis de la vuelta a vivir en pareja según una u otra
fuente de datos. La primera figura del gráfico presenta las tasas de segundas nupcias de los
divorciados/as y viudos/as el año 1986, según los datos del MNP. La segunda figura del
gráfico muestra las probabilidades anuales medias de volver a vivir en pareja después de la
primera separación matrimonial y de la primera transición a la viudedad del periodo 1981-
1990. De entrada, vemos que los niveles son bastante comparables con un máximo
alrededor de 200 por mil a 20-29 años. Lo más destacable de la comparación de las dos
figuras son las diferencias entre las tasas de segundas nupcias de los divorciados y las
propensiones de los separados (que incluyen a los divorciados) de volver a vivir en pareja.
No cabe duda que la adquisición del estado de divorciado está ligado a la voluntad de
volver a casarse, sobre todo entre la población masculina. En cambio, el estatus de
separado está más ligado al acontecimiento de entrada, a la ruptura en sí. Cuando se
compara la propensión de volver a vivir en pareja de los viudos y separados, incluyendo
aquí también a los divorciados, se ve que las diferencias con los viudos no son tan grandes.
Las propensiones de los hombres separados y viudos a volver en pareja son muy parecidas,
incluso superiores la de los viudos, y sistemáticamente más altas que las de las mujeres.
Entre ellas, también puede observarse que son las divorciadas y no el conjunto de la
población separada la que aventaja a las viudas en las probabilidades de volver a constituir
una segunda unión.
Las propensiones de volver a vivir en pareja (matrimonial o consensual) tras la ruptura de
un matrimonio han evolucionado generacionalmente según el patrón por sexo arriba
descrito (gráfico 4): sea desde una separación o una viudedad, los hombres vuelven a vivir
en pareja con más intensidad que las mujeres. Por ejemplo, en las generaciones 1941-50,
600 hombres de cada mil volvieron a unirse después de 10 años en situación de disolución
del primer matrimonio, pero sólo lo hicieron 200 mujeres de cada mil a la misma duración
de la ruptura del primer matrimonio. De modo más general, las últimas generaciones, tanto
masculinas como femeninas, vuelven a unirse con más frecuencia que las generaciones
más antiguas. Las diferencias de probabilidades de los separados y viudos son poco
21
importantes. Sin embargo, las mujeres presenten rasgos que parecen mostrar que para ellas
la separación ha sido y es una situación que favorece su vuelta a vivir en pareja en
comparación con las viudas, aunque, aún así, presentan propensiones mucho más bajas que
las de sus homólogos masculinos. El caso de las viudas es especial. Históricamente en
Europa occidental, el segundo matrimonio de una viuda era mucho menos tolerado que un
segundo matrimonio de un viudo (Burguière, 1981; Segalen, 1981).
Vemos, por ejemplo, que las mujeres de las
generaciones 1911-20 se casaron en segundas nupcias con más frecuencia que la
generación siguiente.
Por supuesto, a parte las consideraciones históricas o culturales, las razones que explican la
baja propensión de las mujeres a volver a vivir en pareja después de una disolución
matrimonial, sea por viudedad o separación, tienen en parte su explicación en lo que los
demógrafos llamamos el "mercado matrimonial", fuertemente determinado por género. En
23
efecto, los hombres mueren a edades más tempranas que las mujeres y, en España, se casan
con mujeres que, en promedio, son 3 años menores que ellos. Estos dos hechos hacen que
el "mercado matrimonial" de las mujeres viudas sea bastante más restringido que el de los
hombres viudos, a edad igual, y que su desventaja crezca con la edad (Uhlenberg, 1989).
La tabla 4 presenta un análisis de los factores que determinan la entrada en una segunda
unión tras la ruptura de un primer matrimonio por separación o por viudedad. Separados y
viudos por un lado, y hombres y mujeres por otro, están distinguidos. Las variables
determinantes incluidas aquí fueron seleccionadas en función de los factores determinantes
de la ruptura de una unión por separación identificados en estudios anteriores y después de
una revisión de trabajos sobre este tema (Bumpass et al., 1990 para Estados Unidos;
Léridon et al., 1994 para Francia).
Según estos dos trabajos, los factores que más influyen sobre la probabilidad de las
mujeres de formar una nueva unión después de la ruptura son la edad y la presencia de
hijos. En el caso de los hombres, influye sobretodo el nivel educativo. En ambos casos,
estos resultados se dan a duración igual en estado de ruptura. En relación con los viudos y
las viudas, se menciona sobretodo el hecho que los hombres vuelven a casarse con más
intensidad y más rápidamente que las mujeres.
Los resultados de la tabla 4 confirman estos patrones. Para los separados, el nivel de
educación aumenta la probabilidad de los hombres de unirse de nuevo. Es la única variable
del modelo de regresión logística que es estadísticamente significativa. El efecto de la edad
es también interesante, pero no significativo: los hombres más jóvenes (de menos de 35
años), como en el caso de las mujeres, vuelven a unirse más que los 35 y más años. De
manera general, las características individuales y familiares de los hombres son mucho
menos discriminantes en sus probabilidades de volver a vivir en unión que las de las
mujeres. Para ellas, al contrario, el hecho de tener más de 35 años de edad y de tener hijos
menores reduce de manera significativa, en más de la mitad, sus probabilidades de volver a
constituir una segunda unión después de la separación. Para los viudos y viudas, las
variables que más efecto tienen están todas relacionadas con el tiempo: a más edad del
sujeto y a más edad de los hijos corresidentes, menor probabilidad de volver a vivir en
pareja. En realidad, la tabla 4 confirma el patrón por sexo según la duración en estado de
viudedad (aún no siendo los coeficientes estadísticamente significativos): los hombres
vuelven a unirse más deprisa que las mujeres, que parecen tardar más tiempo en hacerlo, o
bien, podría decirse, lo hacen de manera más distribuida en el tiempo.
24

5.- Posición ocupada en el hogar
En el gráfico 5 se presenta por sexo y para cada estado civil la distribución de la población
según la posición ocupada en el hogar. Como puede observarse, las mayores diferencias de
posición en el hogar no se producen por el estado civil sino por la edad, tanto entre la
población masculina como en la femenina. Cada vez la categoría de “estado civil” es
menos indicativa de la posición ocupada en el hogar. Los gráficos parecen indicar que
existe también un ciclo de vida familiar entre la población que ha truncado el ciclo de vida
del modelo familiar nuclear por la disolución de un matrimonio. No presentan, por
ejemplo, las mismas posiciones en el hogar los divorciados más jóvenes que los
divorciados maduros.
Dejando aparte esta cuestión, la posición ocupada en el hogar de la población viuda y de la
población separada o divorciada en cada edad dista mucho de ser semejante. Los hombres
viudos, a cualquier edad, tienen muchas menos probabilidades de vivir solos o con pareja,
con o sin hijos, que los separados o divorciados y muchas más que estos últimos a
encabezar un hogar monoparental. Pero además, los viudos a edades jóvenes presentan
mayores propensiones a situarse en el hogar como descendientes que los separados o sobre
todo que los divorciados. Entre la población masculina el estatus de separado y, sobre todo,
de divorciado, aparece ligado mucho más a la constitución de una nueva familia.
Entre la población femenina, las diferencias de posición en el hogar de la población viuda
en relación a la separada y divorciada se manifiestan principalmente en las edades más
jóvenes. Las jóvenes viudas ocupan más frecuentemente que sus homólogas separadas o
divorciadas una posición de descendiente en el hogar. Por otro lado, entre éstas últimas,
cuanto mayor es el grado de formalización de la ruptura (por una separación legal o por un
divorcio), mayor probabilidad tienen de constituir una familia reconstituida, salvo en las
últimas edades.
Finalmente resta recordar algo perfectamente conocido, cómo las diferencias trayectorias
familiares post-ruptura determinan estructuras familiares muy distintas entre hombres y
mujeres. En cualquier estado civil que se considere y a cualquier edad, las mujeres
presentan menos probabilidades de estar como descendientes en el hogar. Por otra parte,
exceptuando en las edades jóvenes, las probabilidades de vivir en familias reconstituidas
26
también son menores (se puede observar en que las proporciones de las posiciones de
cónyuge con hijos o sin hijos son menores).

6.- A modo de síntesis
En este trabajo hemos intentado responder a algunas preguntas respecto a las
consecuencias del divorcio en el ámbito de dos transiciones familiares posteriores -la
entrada en monoparentalidad y la entrada en una nueva unión- tomando la experiencia de
los viudos y viudas como referencia, y poniendo especial atención a las desigualdades de
género y grupo social, las cuales, como era de esperar, son muy relevantes.
Ya sabíamos que en Cataluña la propensión a una ruptura voluntaria de la unión -por
separación o divorcio- es mayor que en España. Las cifras son las siguientes: España tenía
en 1998 un ISS (Indice Sintético de Separación) del 25 por cien, lo cual significa que de
mantenerse el ritmo de iniciación de procesos legales de separación de ese año, de cada 4
matrimonios, uno se habrá roto antes de superar los 30 años en unión. Cataluña tiene en el
mismo año un ISS del 31 por cien, cifra parecida a la de Alemania y los Países Bajos. Un
dato nuevo e interesante aportado aquí, es el peso relativo de los separados de hecho (es
decir, de aquellos que tras la ruptura de la unión no han formalizado su situación) respecto
al total de la población separada y divorciada, peso que ha ido aumentando con el tiempo:
según las estimaciones realizadas a partir de los datos de la Estadística de Población de
1996, estos representarían un 57% del total.
Que la monoparentalidad es cosa de mujeres ya lo sabíamos, aquí simplemente se ha
estimado su magnitud medida no como el porcentaje de mujeres que en un momento dado
está en una hogar monoparental sino como el porcentaje de las que alguna vez en la vida
han sido madres monoparentales. Del estudio a partir de los datos biográficos recogidos en
1991 por la ESD (Encuesta Sociodemográfica) sobre la entrada en la monoparentalidad -ya
sea por separación o divorcio, por viudedad o por un nacimiento fuera de unión-,
considerada ésta como un acontecimiento o transición, y no como un estado, hemos
obtenido que en Cataluña, un 7,4 por cien de las mujeres mayores de 15 años (para los
hombres el dato es el 1,9%) en algún momento de sus vidas han estado en situación de
madres monoparentales.
La evolución histórica del fenómeno a lo largo del presente siglo resume fielmente los
cambios sociales en la lucha contra la muerte (descenso de la mortalidad) y en la
concepción de la unión (incremento de la inestabilidad de las uniones). Así, las
generaciones de mujeres nacidas durante el período 1921-40 que registran los mínimos
28
históricos en la propensión a entrar en monoparentalidad, marcan un claro punto de
inflexión en el que se produce el relevo de la entrada a la monoparentalidad por viudedad
por la entrada a la monoparentalidad por ruptura (separación o divorcio). La entrada a la
monoparentalidad se va produciendo a edades cada vez más tempranas y la consecuencia
es que las familias monoparentales aumentan y la duración de las uniones disminuye.
Asimismo, comprobamos en este trabajo que la entrada a la monoparentalidad es
socialmente selectiva, además de por sexo, lo cual es bien sabido, también por nivel de
instrucción y ocupación, así como por la presencia de hijos en edad preescolar, igual que
ocurre con la separación y el divorcio. Ahora bien, cuando la entrada a la
monoparentalidad se produce o se producía por viudedad, la selección social se produce a
la inversa. Es decir, las mujeres ocupadas (presumiblemente pertenecientes a la clase baja)
tienen una propensión mayor que las no ocupadas de quedarse viudas.
Los hombres se casan más y más rápidamente que las mujeres después de enviudar o de
romper con su cónyuge por separación o divorcio. La probabilidad de volver a vivir en
pareja después de la primera separación matrimonial o de la primera transición a la
viudedad (según datos del período 1981-90 de la ESD) es la siguiente: pasados diez años
de la ruptura o disolución de la unión 6 de cada 10 hombres viven de nuevo en pareja (la
mayoría de los cuales lo hace muy rápidamente) frente a solamente 2 mujeres de cada 10.
Aquí de nuevo la presencia de hijos menores es un factor selectivo para las mujeres
(además de su edad) mientras que para los hombres influye sobretodo su nivel educativo.
Respecto a la especificidad de la sociodemografía del divorcio en Cataluña y desde el
punto de vista de las trayectorias post-ruptura, la entrada en monoparentalidad presenta las
especificidades propias de contextos dónde la inestabilidad de las uniones aún se sitúa a
niveles comparativamente bajos: es socialmente selectiva en la cúspide de la jerarquía
social en las mujeres. En cambio, cabe decir que las segundas nupcias después de un
divorcio, presentan una sociodemografía de rasgos similares a las pautas que se siguen en
Estados Unidos o Francia.
Respecto a las formas de convivencia los datos de 1996 para Cataluña muestran claramente
que en cualquier estado civil que se considere y a cualquier edad las mujeres presentan
probabilidades menores que los hombres de estar como descendientes en el hogar, dicho de
otro modo, las mujeres son más autónomas e independientes que los hombres en cualquier
etapa y situación de la vida familiar. Por otro lado, las diferencias de posiciones ocupadas
29
en el hogar de los viudos y de los divorciados indican el diferente significado de la ruptura
de la unión en el caso que se produzca por separación o divorcio o por fallecimiento del
cónyuge.
30
Referencias bibliográficas
ALBERDI, I. (1979), Historia y Sociología del divorcio en España. Madrid: CIS.
ALMEDA, E. y FLAQUER, L. (1995), "Las familias monoparentales en España: un
enfoque crítico" en Revista Internacional de Sociología, 11, mayo-agosto, pp. 21-45.
BIDEAU, A. y PERRENNOUD, A. (1981), “Remarriage et fécondité. Contribution à
l’etude des mécanismes de récupération des populations anciennes” en DUPÂQUIER, J.;
HÉLIN,P.; LASLETT, P.; LIVI-BACCI, M.; SOGNER, S. (ED) Marriage and
Remarriage in Populations of the past , London: Academic Press
BLOM, I. (1991), “The history of widowhood: a Bibliographic overview” en Family
History, 16, 2, 191-210
BLOSSFELD, H.-P. Y ROHWER, G. (1995), Techniques of Event-History Modelling.
New Approches to Causal Analysis, Mahwah ,New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates,
Publishers
BORRAJO, S. (1989), La ruptura matrimonial en España. Madrid: Eudema.
BUMPASS, L. y KELLY, R. (1995), "Redefining Single-Parent Families: Cohabitation
and Changing Family Reality" en Demography, vol. 32, No 1, p. 97-109.
BUMPASS, L., SWEET, J. Y CASTRO MARTIN,T. (1990), "Changing Patterns of
Remarriage", enJournal of Marriage and the Family, Vol. 52, Nº 3, pp. 747-756.
BURGUIÈRE, A. (1981), "Réticences théoriques et intégration pratique du remariage dans
la France d'Ancien-Régime - dix-septième - dix-huitième siècles", en J. Dupâquier et al.
(Eds) Marriage and Remarriage in Populations of the Past, London, Academic Press, pp.
41-48.
COLEMAN, D.A (1984), “The Contemporary Pattern of Remarriage in England and
Wales” en Grebenik, E.; Höhn, c.; Mackensen Later Phases of the Family cicle. Oxford:
Claredon Press.
COURGEAU, D. y LELIÈVRE, E. (1989), Analyse démographique des biographies,
París, Éditions de l'Institut d'Études Démographiques.
DE ROSE, A.(1992), "Socio-Economic Factors and Family Size as Determinants of
Marital Dissolution in Italy”, en European Sociological Review, Vol. 8, Nº 1, pp. 71-91.
DENIS, H.;. DESJARDINS, B,;. LEGARE, J. and MARCIL-GRATTON, N. (1994), "Les
enfants de la monoparentalité, hier et ajourd'hui" en Cahiers Québécois de Démographie,
23, Nº1, pp. 53-74.
DESROSIERS, H.; JUBY, H and LE BOURDAIS,C. (1999), "Les trajectories familiales
des hommes" en PERON i altr Les familles canadiennes ä l”approche de l’an 2000.,
Otawa: Statistique Canada.
FERNÁNDEZ CORDÓN, J. A. y TOBÍO, C. (1998), "Las familias monoparentales en
España" en Revista Española de Investigaciones Sociológica ,REIS, pp. 83, 51-85.
FLAQUER, L. (1994), "Las familias monoparentales en España y en Europa: Dinámica
interna" en Actas del Simposium Internacional sobre la figura del padre en las familias de
las sociedades desarrolladas, Las Palmas de Gran Canaria.
31
GOLDMAN, N. (1984), “Changes in Widowhood and divorce and expected duration of
marriage” en Demography, 21, 3, 297-305.
GUISANDE, C. and OLIVARES, D. (1995), "Cuantificación de las familias de riesgo en
el Censo de Población de 1991: los núcleos monoparentales en Catalunya" en C. D. D.
UNIVERSITAT AUTÒNOMA DE BARCELONA ASOCIACIÓN DE GEÓGRAFOS
ESPAÑOLES Habitar, vivir, prever. Actas del V Congreso de la población española.
Barcelona: UAB, CED y AGE:
HOULE, R.; SIMÓ, C.; SOLSONA, M. Y TREVIÑO, R. (1999), "Análisis biográfico del
divorcio en España" en Revista Española de Investigaciones Sociológicas, Vol. 88, 11-35.
IGLESIAS DE USSEL, J. (Ed) (1988), Las familias monoparentales. Madrid: Ministerio
de Asuntos Sociales, Instituto de la Mujer.
IGLESIAS DE USSEL , J. (1977), "Características familiares de la ruptura familiar en
España" en Sociología y Psicologías Jurídicas, pp. 135-148.
IGLESIAS DE USSEL, J. (1994), "Las familias monoparentales en España y Europa" en
Actas del Simposium Internacional sobre la figura del padre en las familias de las
sociedades desarrolladas, Las Palmas de Gran Canaria.
INTITUT D’ESTADISTICA DE CATALUNYA (1991), Llars i famílies a Catalunya
1991, Barcelona: IEC.
LEGARÉ, J. y DESJARDINS, B. (1991),"La monoparentalité: un concepte moderne: una
réalité ancienne" ien Population, 46, 6, 1677-1688.
LÉRIDON, H. y VILLENEUVE-GOKALP, C. (1994), Constance et inconstances de la
famille. Biographies familiales des couples et des enfants, Paris: Presses Universitaires de
France y Institut National d'Études Démographiques.
LERIDON, H. y VILLENUEVE-GOKALP, C. (1994), Constance et inconstances de la
famille. Travaux et Documents. Paris: INED.
LÓPEZ PINTOR, R. y TOHARÍA, L (1989), Separación y divorcio en España. Madrid:
Ministerio de Asuntos Sociales:
MONNIER, A. (1999), "La conjoncture démographique: l'Europe et les pays développés
d'outre-mer", en Population, Vol. 54, Nº 4-5, pp. 745-774.
ROUSSEL, L. (1981), “Le reemariage des divorcés” en Population 4-5 765-790.
RUGGLES, S. (1997), "The Rise of Divorce and Separation in the United States, 1880-
1990" en Demography, Vol. 34, Nº 4, pp. 455-466.
RUIZ, D. ,(1999), Después del divorcio. Los efectos de la ruptura matrimonial en España,
Madrid: Centro de Investigaciones Sociológicas.
SEGALEN, M. (1981), "Mentalité populaire et remariage en Europe occidentale”, en J.
Dupâquier et al. ,Eds,, Marriage and Remarriage in Populations of the Past, London,
Academic Press, pp. 67-77.
SIMÓ, C.; SOLSONA, M.; TREVIÑO, R.; HOULE, R. (2000), "Els determinants
sociodemogràfics de las ruptures d'unions a Catalunya", próxima publicación en Revista
Catalana de Sociologia, Nº 12.
SOLSONA, M.; HOULE, R. Y SIMÓ, C. (2000), "Separation and Divorce in Spain", en
González, María José et al. (Eds,), Gender Inequalities in Southern Europe. Women, Work
and Welfare in the 1990's, pp. 194-221, London & Portland ,Oregon,, Frank Cass.
32
SOLSONA, M.; HOULE, R.; SIMO, C.; TREVIÑO, R. (1999), El divorci i les famílies
monoparentals a Catalunya. Actualització de la recerca: del divorci a les famílies
monoparentals. Estudi del canvi en les condicions de vida i les relacions socials, Informe,
Universitat Autònoma de Barcelona, Centre d'Estudis Demogràfics y Institut Català de la
Dona.
TREVIÑO, R.; SOLSONA, M,; SIMÓ, C.; HOULE, R. (2000), "Los determinantes
sociodemográficos y familiares de las rupturas de uniones en España: la normalización de
un fenómeno, en Boletin de Demografía Histórica.
UHLENBERG, P. (1989), "Remarriage: A Life-Cycle Perspective", en E. Grebenik et al.
(Eds), Later Phases of the Family Cycle. Demographic Aspects, Oxford, Clarendon Press,
pp. 66-82.