Artículos/Articles

https://doi.org/10.54790/rccs.108

Los factores sociodemográficos que más influencia tienen en la transición a la vida en pareja en España

Sociodemographic Factors with the Highest Influence on Partnership Transition in Spain

F. Javier Sánchez Galán

Universidad de Valladolid, España

franciscojavier.sanchez.galan@uva.es

Noemí García Sanjuán

Universidad Internacional de La Rioja, España

noemi.garcia@unir.net

Manuel Monroy Vega

Universidad Autónoma de Madrid, España

manuel.monroy@uam.es

Recibido/Received: 7-9-2024

Aceptado/Accepted: 3-2-2025

Resumen

Este estudio investiga la influencia de variables sociodemográficas y económicas en la decisión de vivir en pareja entre jóvenes españoles de 25 a 34 años. Utilizando datos de la Encuesta de Condiciones de Vida de 2022, se ha llevado a cabo un análisis descriptivo y un modelo de regresión logística binaria. Los resultados indican que las mujeres tienen una mayor probabilidad de cohabitar que los hombres. Además, factores como la actividad laboral, los ingresos y la nacionalidad son determinantes en esta decisión. El perfil con menor probabilidad de vivir en pareja es un hombre de 25 años, con estudios superiores, español, no activo laboralmente y con renta media baja. En contraste, el perfil con mayor probabilidad es una mujer de 34 años, con estudios primarios, no española, activa laboralmente y con renta media alta. Estos hallazgos subrayan la importancia de la estabilidad económica y la inserción laboral en la transición hacia la vida adulta.

palabras clave: transición; juventud; vida en pareja; factores sociodemográficos; actividad laboral; nivel educativo.

cómo citar: Sánchez Galán, F. J., García Sanjuán, N. y Monroy Vega, M. (2025). Los factores sociodemográficos que más influencia tienen en la transición a la vida en pareja en España. Revista Centra de Ciencias Sociales, 4(2), 85-105. https://doi.org/10.54790/rccs.108

English version can be read on https://doi.org/10.54790/rccs.108

Abstract

This study examines the influence of sociodemographic and economic variables on the decision to live with a partner among young Spaniards aged 25 to 34. Using data from the 2022 Living Conditions Survey, a descriptive analysis and a binary logistic regression model were conducted. The results indicate that women are more likely to cohabit than men. Additionally, factors such as employment status, income, and nationality significantly influence this decision. The profile with the lowest probability of living with a partner is a 25-year-old man with higher education, Spanish nationality, unemployed status, and low average income. In contrast, the profile with the highest probability is a 34-year-old woman with primary education, non-Spanish nationality, employed status, and high average income. These findings highlight the importance of economic stability and employment in the transition to adulthood.

keywords: transition; youth; couple life; sociodemographic factors; employment status; educational level.

1. Introducción

La decisión de formar pareja es un fenómeno inherente al ser humano, compartido con otras especies animales, y tiene tanto un componente biológico, relacionado con la reproducción, como un componente social (Gámez y Díaz-Loving, 2012). En las sociedades contemporáneas, la monogamia prevalece como norma (Hernández, 2022; Rodríguez, 2024), aunque no puede considerarse un universal cultural. Existen antecedentes en diversas culturas que practican la poligamia, ya sea poliandria (un hombre con varias mujeres) o poliginia (una mujer con varios hombres) (Alshboul, 2007; Bituga-Nchama, 2023). Además de los factores biológicos y sociales, la decisión de emparejarse también está influenciada por elementos personales, afectivos, sexuales (Moreno y Gutiérrez, 2021) y de oportunidad. Requena y Ayuso (2022) se hacen eco de esta diversidad en los factores que influyen en el emparejamiento históricamente y hasta la actualidad, desde factores económicos hasta la influencia de las nuevas tecnologías de la información y comunicación. Sin embargo, más allá de esta diversidad que muestra la bibliografía, pueden existir elementos comunes susceptibles de ser estudiados. Este estudio se centra en evaluar cómo las variables sociodemográficas y socioeconómicas pueden facilitar o dificultar la vida en pareja y, por ende, la formación de nuevos núcleos familiares.

En España la mayor parte de los hijos se tienen dentro de la pareja, aunque no necesariamente en el matrimonio, los datos del Instituto Nacional de Estadística (INE) indican que cada año el porcentaje de niños y niñas que nacen en parejas que no han contraído matrimonio aumenta, en 2023 fue del 49,96%1, en cualquier caso, se constata que es en alguna forma de pareja donde se afronta en mayor medida la paternidad-maternidad, así se recoge igualmente en diferentes informaciones citadas en el estudio de Ayuso (2022). Parece lógico pensar que con unos índices de fecundidad en las sociedades occidentales, y especialmente en nuestro país, muy por debajo del nivel de remplazo, pasando de 3,3 hijos por mujer en la década de los sesenta del siglo pasado a los 1,12 hijos por mujer en 20232, favorecer la vida en pareja podría contribuir a incrementar estos indicadores.

La decisión de vivir en pareja es un evento de transición poco estudiado y tiene mucha vinculación con la emancipación residencial y la paternidad/maternidad (Donat y Martín-Lagos, 2020). En la literatura encontramos relación entre la nupcialidad y la fecundidad (Fuentes, 2010; Quintana, 2018). A pesar de ello, la vida en pareja no necesariamente comienza con la nupcialidad, sino que existen otras formas de unión con o sin base jurídica, que pueden considerarse igualmente como transición a la vida en pareja. La decisión de un emparejamiento con base jurídica viene precedida en muchas ocasiones por la cohabitación. Tener pareja es un paso previo para vivir en pareja, es una de las variables que en mayor medida explica la emancipación residencial (South y Lei, 2015; Donat y Martín-Lagos, 2020). Es necesario aclarar en este punto, que, aunque tener pareja sea un paso previo a emanciparse y vivir en pareja, no es el objeto de estudio de este trabajo.

El estudio de las transiciones juveniles, particularmente el emparejamiento y la vida en pareja, es crucial tanto por su importancia intrínseca como por sus profundas implicaciones demográficas. Estos eventos están estrechamente relacionados con la fecundidad, que en España y Europa está generando desafíos significativos, tales como desequilibrios entre población activa y dependiente, presión sobre la sostenibilidad de las pensiones y sistemas de salud. Los indicadores demográficos, especialmente el índice de fecundidad y la esperanza de vida, están transformando las pirámides poblacionales en Occidente, con una fecundidad por debajo del nivel de reemplazo (2,1 hijos por mujer) y una alta esperanza de vida que acelera el envejecimiento poblacional (Esping-Andersen et al., 2013).

Esta situación genera preocupaciones económicas y sociales relevantes. Moreno (2013) resalta la inquietud en Europa sobre cómo cohortes cada vez menores de personas en edad de trabajar dificultarían el mantenimiento del actual sistema de Seguridad Social. Macunovich (2012) constata empíricamente la importancia de las cohortes jóvenes en la economía, con potenciales efectos positivos en el producto interior bruto. España presenta una situación particularmente alarmante, con una de las tasas de fecundidad más bajas de Europa y del mundo (Castro et al., 2021; Llorente-Marrón et al., 2022). En este escenario, cabe plantear como hipótesis que favorecer las transiciones juveniles y especialmente la creación de nuevos núcleos familiares podría impulsar positivamente la fecundidad.

Derivado de lo anterior, tiene interés el estudio de aquellos factores potencialmente más influyentes en la decisión de afrontar uno de los hitos que más caracteriza a la transición a la vida adulta, como es la decisión de vivir en pareja. El objetivo principal que se persigue en este trabajo es determinar cuál es la influencia de algunos de los factores sociodemográficos y socioeconómicos (estudios terminados, renta, ocupación o relación con la actividad, nacionalidad, edad y sexo) en la decisión de vivir en pareja en los jóvenes entre los 25 y los 34 años. Se analizarán los datos que ofrece la Encuesta de Condiciones de Vida (ECV) del año 2022, que será la base de datos utilizada para este estudio. La elección en el límite de edad tiene que ver con lo observado en la literatura (Arnett, 2000; Rivera y Muñoz, 2011; INJUVE, 2020) y en estudios propios exploratorios, donde se constata que en este intervalo de edad es donde mayoritariamente se inicia la vida en pareja. Una vez observados aquellos factores más influyentes, será más fácil incidir en políticas públicas encaminadas a favorecer los procesos de transición hacia la vida adulta, en particular sobre la decisión de la vida en pareja.

2. Marco teórico. Jóvenes, transiciones a la vida adulta y vida en pareja

Resulta complejo definir desde la sociología el concepto o categoría social de joven. Si tomamos como referencia la salida del hogar de origen y la creación de nuevos núcleos familiares, una persona de 18 años que se ha emancipado y tiene pareja no sería considerada joven, mientras que otra que prolonga su periodo formativo más allá de los 30 años y sigue sin emanciparse residencialmente sí podría serlo. Esto evidencia que el rango de edad en los estudios sobre juventud es cada vez más amplio, superando con facilidad los 30 años, a pesar de las diferencias evidentes entre un joven de 18 años y otro de 30 años. La perspectiva puramente etaria presenta limitaciones significativas, la juventud, desde un punto de vista sociológico, puede considerarse más un proceso que un estado (Zárraga, 1989; Furlong, 2006; Galland, 2007; Casal et al., 2011).

La transición hacia la vida adulta está jalonada por diferentes eventos o ritos de paso, los cuales se desarrollan de manera muy heterogénea. Esto permite establecer diversas tipologías de transición dependiendo de los elementos o variables que se consideren. La diversidad en estas transiciones y la falta de linealidad en los eventos asociados contribuyen a que sean cada vez menos estandarizadas (Moreno et al., 2010; Sánchez-Galán, 2017). En pocas décadas se ha pasado de procesos pautados y lineales (como la finalización de los estudios, la incorporación al mercado laboral y la creación de nuevos núcleos familiares) a transiciones mucho más complejas. Estas incluyen eventos simultáneos como estudiar y trabajar o procesos inversos como emanciparse del hogar de origen y regresar nuevamente a él (Moreno y Sánchez-Galán, 2020).

En este sentido, resulta más adecuado hablar de la juventud como un proceso en el cual se desarrollan diferentes eventos de transición a lo largo del ciclo vital. Este proceso concluye con una mayor estabilidad que caracteriza a la vida adulta (Leccardi, 2010; Toulemon, 2010).

La juventud estaría definida desde un punto de vista social, a partir de la consecución de eventos de transición como la finalización de los estudios, la incorporación al mercado laboral, la emancipación del hogar de origen, el emparejamiento y la paternidad-maternidad (Vieira y Miret, 2010; Vieira, 2013). Otras investigaciones se apoyan en el enfoque del curso de vida, que tienen como objetivo general analizar cómo influyen los eventos históricos, los cambios demográficos, económicos, sociales y culturales en la vida de las personas individualmente y por cohortes o generaciones (Elder, 1994; Blanco, 2011). No obstante, siempre se ha de tener en cuenta que los itinerarios y trayectorias tienen un vínculo claro con la estructura y el contexto social, la familia, el entorno, los grupos de iguales, los itinerarios formativos, etc. (Urcola, 2003; Casal et al., 2006; Ulrich, 2008; Vieira y Miret, 2010; Moreno et al., 2012). Como consecuencia, la transición hacia la adultez se entiende como un proceso en el que influyen la realidad sociohistórica, las instituciones sociales y la toma de decisiones de los propios jóvenes; no tener en cuenta todos los factores dificultaría el análisis de los procesos de transición (Bird y Kruger, 2005; Furstenberg, 2005; Sánchez-Galán, 2017). En definitiva, nos enfrentamos a una perspectiva de transición o itinerario hacia la vida adulta que aglutinaría estructura, acción e historia. Un modelo de análisis holista, pero que presenta limitaciones en tanto no tiene en cuenta la reversibilidad de los acontecimientos e incluso su no ocurrencia (Robette, 2010; Iacovoy, 2011).

Ya se ha hecho referencia a que la decisión de vivir en pareja es un evento de transición poco estudiado y tiene mucha vinculación con la emancipación residencial y la paternidad/maternidad (Donat y Martín-Lagos, 2020). Diferentes estudios valoran algunos de los factores que pueden explicar el momento en el que se decide vivir en pareja y ser padres-madres (Davia y Legazpe, 2013; Sánchez-Galán, 2017; Mitchell et al., 2017), aportando hallazgos como: tener estudios superiores disminuye la posibilidad de vivir en pareja entre los jóvenes y retrasa la paternidad-maternidad; cuando se está estudiando, disminuye la posibilidad de tener pareja o que en los periodos de crisis y poscrisis la probabilidad de vivir en pareja disminuyó con respecto a periodos previos. No obstante, es importante la apreciación de Moreno et al. (2017) que destaca la diversidad en los modelos de parejas, familias y uniones como otro factor importante a considerar. Por lo tanto, es relevante estudiar cualquier tipo de pareja emancipada, independientemente de si tiene o no una base jurídica. En esta diversidad es necesario contemplar los emparejamientos mixtos, que incluyen dinámicas de pareja propias, a medio camino entre las identidades culturales nacionales y las nuevas incorporaciones del miembro migrante, muy presentes en parejas reconstituidas (De Miguel Luken, 2022).

La vida en pareja viene precedida por la emancipación residencial del hogar de origen. El tiempo que los jóvenes dependen de las familias de origen en parte está motivado por la creciente demanda de formación, que hace que esta etapa se alargue significativamente. Comparado con el resto de Europa, España es el segundo país donde la emancipación se produce más tarde (Donat y Martín-Lagos, 2020). En el año 2022 la edad media de emancipación residencial en la Europa de los 27 era de 26,4 años, mientras que en España fue de 30,3 años (Eurostat, 2024). Por otra parte, influiría la incertidumbre e imprevisibilidad del futuro inmediato en un momento de cambios económicos y crisis global, acentuado en el caso de España por un mercado de trabajo excesivamente rígido y la estructura del mercado inmobiliario, con viviendas caras y poca oferta de alquiler (Ballesteros et al., 2012; Colom y Molés, 2016; Moreno, 2012). A lo expuesto hay que añadir que el modelo de estado de bienestar en España ofrece pocas ayudas a la emancipación juvenil favoreciendo la dependencia de las familias de origen (Albertini y Radl, 2012; Becker et al., 2010; Vitali, 2010). Habría que añadir también explicaciones más conductuales o psicológicas que pueden influir en los jóvenes nacionales, como que en las últimas décadas las relaciones familiares son más abiertas, flexibles y negociadoras (Viqueira, 2024). Los jóvenes encuentran un espacio ideal en la familia donde disfrutar de amplios privilegios, servicios y comodidades que influyen en el retraso del momento de la emancipación y vida en pareja, máxime ante horizontes claramente inciertos (Donat y Martín-Lagos, 2020; Meil, 2010). No obstante, es importante considerar el nuevo perfil de la juventud integrada por la población inmigrante; estudios recientes como el de Fuster et al. (2024) muestran cómo los jóvenes de origen migrante afrontan su proceso de emancipación a edades más tempranas, influenciados por trayectorias vitales propias y aspectos culturales.

Estudiar las variables sociodemográficas y socioeconómicas que más influencia tienen en la transición a la vida en pareja es crucial para comprender las dinámicas sociales y facilitar el diseño de políticas y programas que aborden las necesidades específicas de las parejas jóvenes, posibilitando la plena integración social y, como la revisión bibliográfica y los datos sustentan, influir en indicadores demográficos como la fecundidad.

3. Metodología

Basándonos en la revisión de la literatura y en la pregunta de investigación sobre la influencia de los factores sociodemográficos y socioeconómicos en la decisión de vivir en pareja entre los jóvenes, se propone la siguiente hipótesis de investigación: los factores sociodemográficos y socioeconómicos ejercen una influencia significativa en los eventos de transición a la vida adulta, particularmente en la decisión de vivir en pareja. Variables como el nivel educativo, los ingresos, la situación laboral, la edad y el género son elementos cruciales en el análisis de la transición a la vida en pareja entre los jóvenes. El objetivo general de este estudio es examinar y cuantificar la influencia de estos factores sociodemográficos y socioeconómicos en la decisión de vivir en pareja.

Se ha utilizado una metodología cuantitativa basada en los datos ofrecidos por la Encuesta de Condiciones de Vida (ECV) del Instituto Nacional de Estadística (INE) del año 20223. Se realizará un análisis descriptivo y un análisis de regresión logística binaria, en el que la variable dependiente seleccionada es vivo en pareja, y como variables independientes explicativas se establecen edad, nacionalidad, sexo, formación, relación con la actividad y renta. Los datos de la tabla 1 indican con claridad que la edad en la que los jóvenes deciden vivir en pareja se encuentra mayoritariamente en la parte superior de la distribución de frecuencias. Por este motivo se ha decidido que, a partir de este punto del presente trabajo, el intervalo de edad que se ha seleccionado para los posteriores análisis de datos sea el comprendido entre los 25 y los 34 años. A partir de los 25 años es posible suponer que el periodo formativo ha concluido y no se producen distorsiones en los datos al analizar la influencia que tienen el nivel de estudios terminados en tanto estos pueden tener una relación muy directa con la edad. La ECV ofrece cuatro archivos con microdatos, de los cuales se ha seleccionado únicamente el archivo P de variables personales. Las variables se han transformado y recodificado a partir de los microdatos y la información aportada por el INE relativa a la metodología de la encuesta: la variable dicotómica vivo en pareja corresponde con la variable cónyuge o pareja de hecho. Esta dispone de tres valores (sí con base jurídica, sí sin base jurídica y no), y se ha recodificado fusionando las dos categorías positivas, construyendo la variable dependiente dicotómica objeto de estudio vivo en pareja con las categorías sí o no. En un primer momento se realizará un análisis descriptivo en el que tendremos una primera aproximación a la influencia que pueden tener las variables sociodemográficas seleccionadas en la decisión de vivir en pareja. Posteriormente se construirá un modelo de regresión logística que trate de explicar y cuantificar los factores que tienen influencia en la toma de decisión de vivir en pareja.

La característica general de una regresión logística binaria es que la variable dependiente es dicotómica. En nuestro trabajo esta variable viene definida por tener o no tener cónyuge o pareja de hecho. Se ha codificado la variable con las categorías 1 en pareja, 0 sin pareja, la de mayor valor absoluto es la categoría de estudio. Se han seleccionado una serie de variables independientes o factores explicativos, que en el caso de la regresión logística binaria pueden ser tanto cuantitativos como cualitativos. En el modelo utilizado la única variable cuantitativa es la edad, el resto son categóricas. Para los análisis estadísticos y la recodificación de variables se ha utilizado el programa SPSS.

Variables independientes:

Edad: es la única variable numérica y se ha obtenido restando de la variable año de la encuesta la variable año de nacimiento.

Sexo: variable categórica que toma como valores 0 la categoría varón y 1 mujer.

Nacionalidad: esta variable la ofrece la ECV con las categorías España, Extranjero Unión Europea y Extranjero resto del mundo. Se ha recodificado con las categorías de español y extranjero. La categoría de referencia es la nacionalidad española.

Nivel de estudios terminados: esta variable la ofrece la ECV con nueve categorías y se ha recodificado en estudios universitarios y no estudios universitarios. Categoría de referencia: estudios no universitarios.

Situación con relación a la actividad: para esta variable la ECV ofrece igualmente un número muy amplio de categorías, se ha decidido recodificarlas en dos categorías, una que incluye todas las categorías de activos y otra que contiene todas las categorías que corresponden con quienes no son activos4. Categoría de referencia: quienes son activos laboralmente.

Renta monetaria neta anual por persona: esta variable se ofrece en modo numérico, pero se ha decidido agruparla en dos categorías: hasta 14.000 euros anuales y más de 14.000 euros anuales. Esta elección tiene que ver con los datos sobre la renta anual neta por persona, en el año 20225 estuvo en torno a esta cifra y por simplificar se ha redondeado. Categoría de referencia, menos o igual de 14.000 euros.

Para un nivel de significación del 0,05 partimos de la hipótesis nula: no existen diferencias entre las categorías de referencia y el resto en cuanto a explicar la decisión de vivir en pareja.

4. Análisis de datos y resultados

4.1. Apartado descriptivo

En este apartado se presenta un análisis descriptivo de las variables que son objeto de estudio. Se ofrece una primera aproximación en el estudio de la influencia que tienen estas variables en la variable dependiente cónyuge o pareja de hecho.

La primera interpretación que nos sugiere el análisis de los datos que se aporta en la tabla 1 es la relación clara que existe entre la edad y las posibilidades de vivir en pareja. Resulta una característica obvia en su conjunto, pero que presenta algunas peculiaridades de interés si se cruza la variable sexo. En la tabla 2 se observa que en el caso de los varones la edad media es de 31,46 años, mientras en las mujeres es de 31,11 años. Es conocido que las mujeres se emancipan antes que los varones, que antes se emparejan y antes son madres, pero lo llamativo del dato no es tanto que las mujeres tengan 0,4 años menos que los varones, lo llamativo es que esta diferencia es muy pequeña.

Tabla 1

Porcentaje de quienes viven en pareja por edad

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

Tabla 2

Edad media a la que se vive en pareja por sexo

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

En la tabla 3 se ofrecen los estudios terminados una vez recodificada la variable entre quienes poseen estudios universitarios y aquellos que no los poseen. Se trata de un colectivo donde más de la mitad dice haber terminado estudios universitarios.

Tabla 3

Nivel de los estudios terminados

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

En la tabla 4 se ofrece nuevamente el nivel de estudios terminados, pero cruzado por las variables cónyuge o pareja de hecho y sexo. Si nos fijamos entre quienes sí viven en pareja, vemos que los varones sin formación universitaria superan en 10 puntos a aquellos que sí poseen estudios superiores. Sin embargo, entre las mujeres esta diferencia es prácticamente inexistente; entre las mujeres jóvenes que viven en pareja la mitad posee estudios superiores y la otra mitad no.

Tabla 4

Nivel de los estudios terminados

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

Por razones de peso demográfico resulta obvio que existen más jóvenes españoles viviendo en pareja que extranjeros. No obstante, la tabla 5 aporta información con la que comparar ambas categorías. Entre los jóvenes españoles de entre 25 y 34 años que están siendo objeto de estudio, el 29,5% estaría viviendo en pareja, mientras que entre los extranjeros de la misma edad es el 50,6%.

Tabla 5

Cónyuge o pareja de hecho por nacionalidad

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

La distribución de frecuencias de la variable relación con la actividad se presenta segmentada por sexo y si se vive en pareja en la tabla 6. Entre los que no viven en pareja, no hay diferencia entre hombres y mujeres, el 65% serían activos y el 35% no activos. Sin embargo, entre quienes sí viven en pareja las diferencias sí son importantes. Los varones activos son un 84,8%, mientras que las mujeres activas que viven en pareja son un 70,6%. Más allá de las diferencias por sexo, la lectura que es posible hacer es que estar empleado resulta ser un factor que incrementa las posibilidades de vivir en pareja.

Tabla 6

Situación en relación con la actividad definida por el interesado

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

En la tabla 7 se muestra la variable renta monetaria entre los jóvenes que viven y no viven en pareja de entre los 25 y los 34 años. Los datos muestran que el porcentaje de quienes tienen un nivel de renta menor de 14.000 euros al año es significativamente mayor que el de aquellos que tienen una renta anual mayor de 14.000 euros, tanto entre quienes no viven en pareja como entre quienes sí viven en pareja. No obstante, entre estos últimos, el porcentaje de quienes tienen una renta superior aumenta 10 puntos frente a quienes no viven en pareja. A la espera del posterior análisis de regresión logística, es posible plantearse al menos como hipótesis que ingresos mayores aumentan la posibilidad de vivir en pareja.

Tabla 7

Renta neta monetaria neta año anterior (agrupada)

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

4.2. Apartado inferencial

A continuación, se presentan los resultados del análisis de regresión logística binaria. Se ofrece información técnica sobre la construcción del modelo, su fortaleza estadística y los resultados obtenidos. Es necesario advertir que las relaciones causales en ciencias sociales son complejas de determinar, pudiendo existir multitud de variables que pueden estar influyendo en la decisión de vivir en pareja entre la población joven y que no están incluidas en este modelo. Se contempla la posibilidad de seguir avanzando en el estudio de la formación de parejas entre los jóvenes, en nuevos modelos de investigación que incluyan otras variables. Los hallazgos que se ofrecen a continuación suponen un punto de partida válido y fiable para futuras investigaciones.

Analizando el orden de importancia de las covariables, la variable edad es la que mayor puntuación RAO adquiere (661,605), mientras que la variable estudios es la de menor valor (29,304), siendo todas ellas significativas, y por tanto pueden ser incluidas en el modelo.

Consideramos el modelo nulo a aquel que ofrece mayor desvianza y por tanto el peor modelo posible; la desvianza nos explica la discrepancia entre los valores observados y pronosticados. El modelo nulo se obtiene obviando cualquier factor que pueda afectar al resultado o clasificación en bruto; en este caso se ha obtenido que el modelo nulo solo consta de una constante que equivale a la odds de estar en pareja.

Con el modelo nulo se ha conseguido clasificar correctamente al 66,3% de la muestra. Obtenemos que los que tienen pareja son el 50,7% de los que no la tienen. Este modelo tiene una desvianza de 5.632,443. Si introducimos en el modelo las covariables sexos, edad centrada en 29 años, nivel estudios, nacionalidad, actividad y renta, obtenemos que la desvianza del modelo ha quedado definida en 4.597,702, lo que implica que al introducir las covariables indicadas el modelo nuevo ha reducido la desvianza en 1.034,741 puntos (5.632,443-4.597,702), consiguiendo explicar un 29% de la variabilidad de la variable dependiente (vida en pareja).

Mediante el estadístico de Hosmer-Lemeshow contrastamos la hipótesis nula que nos indica que las frecuencias pronosticadas por el modelo se parecen a las observadas. Al rechazar la hipótesis nula podemos afirmar que ambas frecuencias no se parecen (sig. < 0,05). Con el modelo propuesto conseguimos clasificar correctamente el 72,6% de la muestra, frente al 66,3% que obteníamos con el modelo nulo.

El modelo de regresión logística propuesto es:

logit(pareja=1)=β0+β1 (Sexo)+β2 (Edad)+β3 (Estudios)
+β4 (Nacionalidad)+β5 (Actividad)+β6 (Renta)

Tabla 8

Regresión logística binaria

Fuente: elaboración propia con datos ECV (Encuesta de Condiciones de Vida) 2022.

Comprobamos que todos los coeficientes son significativos (sig. < 0,05). El signo de estos nos indica el sentido de la relación entre la variable dependiente y la independiente. Si este es positivo informa que conforme avanzamos en la variable independiente aumentamos de nivel en la dependiente y si este es negativo ocurre lo contrario.

β0=-1,234: Es el pronóstico que ofrece el modelo en la escala logit cuando las covariables toman el valor 0. En nuestro caso nos referimos a un varón con 29 años que posee estudios de primera etapa de secundaria o inferior, de nacionalidad española con actividad laboral y con un salario igual o menor a 14.000 euros. En este tipo de sujeto el número de vivir en parejas es el 29,1% del de no vivir en pareja. El signo negativo nos está informando que es más probable no vivir en pareja (0) que vivir en pareja (1).

β1=0,686: Nos indica que es más probable vivir en pareja entre las mujeres que entre los hombres. Su valor exponencial nos informa que la odds de vivir en pareja es 1,986 veces mayor en las mujeres que en los hombres.

β2=0,305: Nos indica que es más probable vivir en pareja conforme aumenta la edad. Su valor exponencial nos informa que la odds de vivir en pareja aumenta 1,357 veces por cada año que aumenta la edad.

β3=-0,447: Nos indica que conforme avanzamos en el nivel de estudios disminuye la probabilidad de vivir en pareja. Su valor exponencial nos informa que la odds de vivir en pareja disminuye un 63,9% conforme avanzamos en el nivel de estudios.

β4=0,959: Nos indica que la probabilidad de vivir en pareja es mayor en extranjeros que en nacionales. Su valor exponencial nos informa que la odds de vivir en pareja es 2,608 veces mayor en extranjeros que en nacionales.

β5=-0,816: Nos indica que la probabilidad de vivir en pareja disminuye al no tener actividad. Su valor exponencial nos informa que la odds disminuye un 44,2%.

β6=0,222: Nos indica que la probabilidad de vivir en pareja aumenta conforme aumenta su nivel de renta. En concreto, tener una renta superior a 14.000 euros hace que la odds de vivir en pareja sea 1,249 veces la de no vivir en pareja.

Los pronósticos lineales los obtenemos asignando valores a las diferentes covariables. Si realizamos las combinaciones de valores posibles hallamos la logit de vivir en pareja en cada caso. Realizadas todas las combinaciones obtenemos que la de menor probabilidad es la definida por:

logit(pareja=1)=β0+β1 (0)+β2 (-4)+β3 (1)+β4 (0)+β5 (1)+β6 (0)=-3,72

Su probabilidad asociada es muy baja, con un valor de 0,024. Representa a un hombre, de 25 años, con estudios superiores, español, no activo y con una renta igual o inferior a 14.000 euros.

La de mayor probabilidad coincide con:

logit(pareja=1)=β0+β1 (1)+β2 (5)+β3 (0)+β4 (1)+β5 (0)+β6 (1)=2,158

Su probabilidad asociada es muy alta, con un valor de 0,896 (89,6%). Representa a una mujer, de 34 años, con estudios primarios, no española, activa y con una renta superior a 14.000 euros.

En este modelo de predicción para determinar la vida en pareja se han utilizado las covariables dicotómicas o dicotomizadas sexo, estudios, nacionalidad, actividad laboral y renta, así como la edad centrada en 29 años. Todas las covariables influyen de manera significativa en la predicción, consiguiéndose clasificar correctamente a un 72,6%.

Este modelo nos define como perfil con menos probabilidad de vivir en pareja a un hombre, de 25 años, con estudios superiores, español, no activo y con una renta igual o inferior a 14.000 euros, mientras que la mayor probabilidad la tiene el perfil de una mujer, de 34 años, con estudios primarios, no española, activa y con una renta superior a 14.000 euros.

En este estudio no se han tenido en cuenta las posibles interacciones entre las diferentes covariables.

5. Conclusiones y discusión

El presente estudio se ha centrado en explorar cómo ciertas variables sociodemográficas influyen en la decisión de los jóvenes de vivir en pareja, en el grupo de edad de 25 a 34 años. Esta franja se eligió porque, por debajo de los 25 años, hay pocos casos de cohabitación, y la mayoría de los jóvenes ya han completado su formación académica al alcanzar los 25. Uno de los hallazgos constata que las mujeres tienden a emanciparse y formar parejas antes que los hombres, como han señalado estudios anteriores (Mitchell et al., 2017). Sin embargo, la diferencia de edad media entre hombres y mujeres que viven en pareja es sorprendentemente pequeña, apenas 0,4 años. Este dato, aunque no era el foco principal del estudio, sugiere que podría estar ocurriendo una convergencia en los roles de género tradicionales, lo que podría estar afectando la decisión sobre cuándo emanciparse y formar una familia. Por otra parte, más de la mitad de los jóvenes estudiados tiene educación universitaria. Aquí se observan diferencias notables entre géneros: mientras que los hombres sin formación universitaria tienden a vivir más en pareja, entre las mujeres no se encuentran diferencias significativas en función de su nivel educativo; es decir, la proporción de mujeres que viven en pareja es similar independientemente de si tienen o no estudios superiores. Otro aspecto relevante es la nacionalidad. Se encontró que un porcentaje significativamente mayor de jóvenes extranjeros vive en pareja en comparación con sus homólogos nacionales. Este fenómeno puede explicarse por factores culturales y económicos que propician un emparejamiento más temprano entre los jóvenes inmigrantes; este hallazgo es coherente con lo expresado por Fuster et al. (2024). El análisis también revela que estar activo laboralmente incrementa las posibilidades de vivir en pareja, especialmente entre los hombres. Además, aquellos con ingresos anuales superiores a 14.000 euros tienen una mayor probabilidad de cohabitar. Estos datos son coherentes con lo observado por Ballesteros et al. (2012), Colom y Molés (2016) y Moreno (2012).

Para profundizar en estos resultados, se ha utilizado un modelo de regresión logística binaria que ha confirmado y cuantificado las relaciones observadas. Este modelo ha mostrado que todas las variables consideradas —sexo, educación, nacionalidad, actividad laboral e ingresos— tienen un impacto significativo en la decisión de vivir en pareja. Curiosamente, el modelo indica que las mujeres tienen casi el doble de probabilidades de vivir en pareja en comparación con los hombres. También se destaca que la probabilidad de cohabitar aumenta con la edad y que tener estudios universitarios reduce esta posibilidad considerablemente. Finalmente, el modelo de regresión indica que el perfil menos proclive a vivir en pareja corresponde a un varón de 25 años con estudios superiores, español, inactivo laboralmente y con ingresos bajos. En contraste, el perfil más propenso a vivir en pareja es el de una mujer de 34 años con estudios primarios, no española, activa laboralmente y con mayores ingresos.

En resumen, la decisión de vivir en pareja está claramente relacionada con una serie de factores sociodemográficos y económicos. Los datos sugieren que la inserción laboral y la estabilidad económica son claves para facilitar esta transición hacia la vida adulta. Dado que tener hijos suele ocurrir en el contexto de una pareja establecida, es crucial seguir investigando las razones detrás de estas decisiones para fomentar procesos que apoyen la transición hacia la vida adulta y potencialmente aumenten las tasas de natalidad en un contexto donde estas están por debajo del nivel necesario para el reemplazo generacional.

Es necesario destacar algunas limitaciones importantes de este estudio. En primer lugar, se trata de una investigación transversal que analiza exclusivamente los datos del año 2022. Por lo tanto, son necesarios estudios futuros para evaluar la evolución de estos hallazgos desde una perspectiva longitudinal. Además, el uso de datos secundarios limita el análisis a las variables disponibles y respaldadas por la literatura existente. Para enriquecer el estudio, sería conveniente explorar otras bases de datos que ofrezcan variables adicionales de interés y considerar la realización de estudios cualitativos que proporcionen una comprensión más integral de los procesos de emparejamiento, vida en pareja y paternidad-maternidad.

6. Agradecimientos

Se agradece al Grupo de Investigación Reconocida GIR Trans-REAL-lab de la Universidad de Valladolid su colaboración en este trabajo. La finalidad del GIR Trans-REAL lab es desarrollar investigaciones de alto nivel encaminadas a conocer determinados elementos de la realidad social (ciencia, conocimiento, cultura, educación y población, entre otros) que intervienen en el desarrollo de nuestra sociedad.

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F. Javier Sánchez Galán

Profesor permanente laboral del Departamento de Sociología y Trabajo Social de la Universidad de Valladolid. Doctor en Economía por la Universidad de Valladolid, licenciado en Ciencias Políticas y Sociología y máster en Problemas Sociales por la UNED. Además de profesor permanente laboral en la Universidad de Valladolid es tutor en la UNED en el Centro Asociado de Segovia. Amplia experiencia docente en grados y másteres relacionados con sociología, trabajo social y criminología. Ha investigado sobre juventud, desigualdad y cambio social, aplicando métodos innovadores como el índice de entropía, y recientemente en responsabilidad social y TIC. Complementa su perfil con formación reciente en inteligencia artificial y responsabilidad social corporativa.

Noemí García Sanjuán

Universidad Internacional de La Rioja (UNIR). Facultad de Educación. Directora de Desarrollo Académico Internacional. Doctora en Ciencias Sociales y máster en Investigación Sobre Familias. Diplomada en Trabajo Social, licenciada en Sociología y graduada en Psicología, con estudios de postgrado en mediación familiar, intervenciones sistémicas, psicoterapia infantil y adolescente. Ha desarrollado su carrera académica en la Universidad Pontificia Comillas, Centro Universitario Cardenal Cisneros (adscrito a la Universidad de Alcalá), como investigadora y profesora en diversas titulaciones. En UNIR ha sido directora del Máster Universitario en Prevención y Mediación de Conflictos en Entornos Educativos y actualmente es directora de Desarrollo Académico Internacional de la Facultad de Educación. Sus líneas de investigación son en el ámbito de la adopción, la discapacidad intelectual y la violencia entre iguales.

Manuel Monroy Vega

Profesor asociado del Área de Metodología de la Universidad Autónoma de Madrid (UAM). Ingeniero en Geodesia y Cartografía. Doctor en Psicología Clínica y Salud por la UAM. Amplia formación en metodología: Máster en Metodología en la UAM y en Organización, Operaciones y Métodos de trabajo por la UDIMA. Investigación vinculada a la Asociación de Lucha contra Enfermedades de Riñón (ALCER), Pfizer España y la Fundación Síndrome de Down de Madrid.

Notas

• 1 https://www.ine.es/jaxiT3/Datos.htm?t=1410

• 2 https://ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736177003&menu=ultiDatos&idp=1254735573002

• 3 https://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736176807&menu=resultados&secc=1254736195153&idp=1254735976608#_tabs-1254736195153

• 4 Es necesario aclarar que el concepto de activo no incluye a los parados. En los registros oficiales de empleo y en la EPA (Encuesta de Población Activa), a aquellas personas que no tienen empleo pero que desean tenerlo se las considera activos. En este estudio se considera activos a todos aquellos que están desarrollando alguna actividad económica, no a los que se encuentran en desempleo, que estarían incluidos entre los no activos.

• 5 https://www.ine.es/ss/Satellite?