España es un país de transiciones tardías. O, al menos, casi siempre las ha experimentado en menor intensidad con respecto a los países del centro y norte del continente europeo. En lo que al campo de la demografía se refiere, dos de los grandes hitos poblacionales más estudiados, la Primera Transición Demográfica (PTD) y el baby boom, sitúan la entrada de España en los mismos en periodos más tardíos frente a otros países; en el primer caso, asociado al grado de desarrollo económico e industrial, así como a toda una serie de cuestiones endógenas, tales como la reducción de la mortalidad infantil (Gil 2011; Sanz Gimeno 2001; Díez Nicolás 1971) y, en el segundo caso, se podría incluso llegar a cuestionar que este fenómeno se haya dado como tal (Reher y Requena 2015; Van Bavel y Reher 2013).

Partiendo de este hecho, podría parecer razonable pensar que, a priori, esta característica se haya podido trasladar igualmente a la conocida como Segunda Transición Demográfica (STD), inicialmente propuesta por Lesthaeghe y van de Kaa (1986), los cuales trataron de englobar en una teoría de largo alcance los cambios de pautas que se habían observado en las conductas de reproducción, nupcialidad y formación y cohabitación de parejas, cuya principal consecuencia para las sociedades que la estaban experimentando era la consecución de una población no estacionaria y una fecundidad por debajo del nivel de reemplazo, establecido habitualmente en 2.1 hijos por mujer (Lesthaeghe 2014). Así, además de una baja fecundidad, se observó que las poblaciones que se encontraban atravesando esta transición experimentaban, entre otras cosas, un incremento generalizado en la edad al matrimonio y al primer hijo, mayores tasas de divorcio y nacimientos fuera de los propios matrimonios.

Sin embargo, ¿cómo es posible realizar una medición sobre el estado de implantación y desarrollo de algo tan poco tangible mientras está transcurriendo como es una “transición”?

Si bien es cierto que, para cada fenómeno demográfico que se pueda analizar, las referencias dimensionales empleadas habitualmente tienen en cuenta la fecundidad, mortalidad y movilidad como grandes características de las poblaciones (Livi-Bacci 1993: 10), en el caso de la STD, como se ahondará en la próxima sección, está presenta una serie de atributos que la hacen específica y, en cierta medida, radicalmente diferente a la PTD. En tanto que características cuantificables y mensurables, estas pueden resultar sintetizadas en un índice que, tal y como propone Sobotka (2008), en una escala de 0 a 10, provea una idea del estadio de compleción de la transición en que se encuentran diversos países y regiones del mundo.

En dicho trabajo de Sobotka, cuya línea general consiste en centrar la atención sobre aspectos relacionados con la fecundidad en Europa que habían sido dejados de lado habitualmente en el discurso demográfico, se calculan dos índices para 34 países del continente europeo en los años 2001 y 2004, divididos por regiones, en que se evidencian las diferencias que existen entre estas, registrándose puntuaciones más altas en los países del norte, mientras que los países que menos puntúan son los pertenecientes a la antigua Unión Soviética (Sobotka 2008: 87). Con ello, pretende validar la hipótesis de que la STD, aunque haya tenido que ver con el retraso de la fecundidad, no tiene por qué estar directamente relacionada con una muy baja fecundidad.

De esta manera, parece razonable pensar que, para el caso de España, un país con regiones administrativamente diferenciadas y reconocidas diferencias en cuanto a desarrollo económico, así como en otros planos como el urbano o el demográfico, se puedan encontrar divergencias en cuanto al grado de implantación de la STD, fenómeno que ya ha sido estudiado en países como Estados Unidos (Lesthaeghe y Neidert 2006) y Bélgica (Lesthaeghe y Lopez-Gay 2013).

En este artículo se pretende replicar y adaptar la aplicación del índice anteriormente comentado, para el caso de las provincias de España y las dos ciudades autónomas, entre los años 1991 y 2016, con la finalidad de estudiar cómo se ha expandido territorialmente la STD y tratar de comprender la evolución de algunos de los mecanismos que subyacen a esta.

Para ello, se llevará a cabo un análisis descriptivo de tipo espacial, en el ámbito temporal propuesto, localizando geográficamente las puntuaciones correspondientes a cada provincia para, posteriormente, estudiar la evolución de dichas puntuaciones en su conjunto a lo largo del periodo de tiempo estudiado.

Existen bastantes estudios que versan sobre el cambio de paradigma demográfico en España, lo que constituye, en definitiva, la evolución de un tipo de población propia del Antiguo Régimen a una moderna, todo ello bajo el paraguas de la PTD (Reher 1986; Arango 1980; Díez Nicolás 1971; Livi-Bacci 1968a; 1968b), e incluso, en algunos casos, centrándose en regiones concretas, como Cataluña (Cabré 1989). Sin embargo, en lo que respecta a la STD, resulta difícil encontrar textos que realicen un análisis pormenorizado sobre su evolución específica en el conjunto del país en el nivel provincial. Este texto se considera novedoso en este sentido, pues, además de replicar el mencionado trabajo de Sobotka, permitirá arrojar luz sobre el estado y evolución de la STD, específicamente, bajo un prisma territorial, más allá de los trabajos existentes focalizados en áreas determinadas, como Aragón (Marco-Gracia 2018).

Con una caracterización sobre la evolución temporal de la STD, se podrá comprobar si España ha seguido una senda parecida al resto de países que se considera que han culminado esta transición, a través de una misma herramienta, el índice STD1, con la finalidad de comprobar los supuestos que enuncia la teoría en el nivel provincial, así como su modo de expansión.

La teoría de la Segunda Transición Demográfica, inicialmente formulada por Ron Lestaeghe y Dirk van de Kaa (1986) y desarrollada posteriormente por ambos en diversos textos (van de Kaa 1987; 2004; Lesthaeghe 1994; 2010), postula la entrada de las sociedades occidentales, a partir de los años 60, en un nuevo estadio de dinámicas demográficas en que la baja fecundidad, por debajo del nivel de reemplazo, pasa a erigirse como la principal característica poblacional, acompañada de formas de cohabitación alternativas al matrimonio, una desvinculación de este con la procreación y una población no estacionaria y en claro riesgo de descenso si no hay aportación inmigrante (Lesthaeghe 2014).

Entre las posibles razones que los autores manejan para explicar este cambio de tendencia, sitúan a la cabeza el desplazamiento de los valores socioculturales de un tipo material, orientados al colectivo y la cobertura de necesidades básicas, a otro de tipo postmaterial, que implica la autorrealización personal y la consecución de valores elevados, de carácter individualista, tomando como referencia el marco desarrollado por Ronald Inglehart (1977) y su “revolución silenciosa”. Todo lo anterior vendría, además, impulsado por la revolución contraceptiva (Macinnes y Pérez Díaz 2008), sexual y de género que encajaban en un “marco de rechazo a la autoridad y un replanteamiento de las estructuras normativas” propias de la época (Zaidi y Morgan 2017: 6).

Por tanto, para que se pueda hablar de una segunda transición demográfica, resulta necesario identificar claramente un punto de ruptura a partir del cual desarrollar un nuevo aparato teórico. En este caso, se toma como concepto básico el paso de la “era del hijo-rey”, acuñado por Ariès (1980), donde el descenso del tamaño familiar desde el s. XIX tenía que ver principalmente con la inversión económica y de bienestar en los descendientes en aras de garantizar una futura movilidad social, a otra era en que el aspecto que prima en la pareja es la “liberación de las obligaciones familiares” (Zaidi y Morgan 2017: 5). De esta manera, la procreación queda relegada a una posición secundaria que, junto a otros componentes de la vida adulta, se establece como medio de “crecimiento individual” (Ariès 1980: 650).

Establecido este punto de partida, Lesthaeghe (2014: 18113) enumera toda una serie de elementos diferenciales entre la PTD y la STD, agrupados alrededor del matrimonio, la fecundidad y aspectos estrictamente sociales, como los mencionados en el párrafo anterior, con la finalidad de dejar claro que se trata de dos transiciones diferenciadas y no la segunda como una serie de meras etapas a continuación de la primera.

Son varias las críticas que este marco de pensamiento ha recibido a lo largo del tiempo, pues algunos afirman que la STD ni es segunda (sino secundaria), ni es transición, ni es demográfica (Coleman 2004: 11); otros catalogan la idea de una STD como etnocentrista al agrupar datos transversales de países como etapas de un mismo proceso (Zaidi y Morgan 2017: 13), mientras que otros inciden en que no tiene en cuenta aspectos estructurales y económicos, específicamente, el efecto del cambio de los roles y relaciones de género que se ha venido experimentando desde la segunda mitad del s. XX (Esping-Andersen y Billari 2015).

Esta última crítica pone especialmente en entredicho el estancamiento de la fecundidad en cifras muy por debajo del nivel de reemplazo (2,1 hijos por mujer) como estado final de la población tras la transición, puesto que la evidencia indica que se estaría produciendo una recuperación de la fecundidad, hasta el año 2010, en aquellos países que, a priori, parecería que la hubiesen completado (región del norte de Europa), dinámica liderada por las mujeres con alto nivel formativo y orientadas al mercado de trabajo, que son las que precisamente se colocaron a la vanguardia de la reducción del tamaño de las familias tras el baby boom (Esping-Andersen y Billari 2015: 3).

Sin embargo, estudios recientes sobre la evolución de la fecundidad en los países nórdicos sugieren un ligero descenso de esta desde 2010, abriendo una puerta a un escenario en el cual, a pesar del marco normativo favorable a la igualdad, el retraso en la edad al primer hijo no vaya acompañado de una posterior recuperación de la fecundidad a partir del segundo (Hellstrand et al. 2021), requiriendo de una reevaluación del modelo nórdico.

A pesar de la ausencia de un acuerdo claro sobre cuán aceptable puede resultar el marco completo de la STD como fuente para explicar las principales variaciones demográficas de los últimos 60 años, sí que parece existir consenso sobre cuáles han sido los principales hechos que se han venido produciendo, primero en las sociedades occidentales, y después en el resto del mundo de manera heterogénea y no necesariamente en el mismo orden (Lesthaeghe 2010). Por tanto, aunque no se tome al pie de la letra y de la manera en que lo concibieron exactamente sus creadores, el marco que otorga la STD sirve como una herramienta intuitiva, ampliamente conocida y aceptada, que plantea unos horizontes de comportamiento poblacional que ayudarán a caracterizar el proceso en España, en este caso, tomando como referencia los indicadores estrictamente demográficos de los últimos años.

Este trabajo trata de replicar la elaboración de un índice sintético de la STD inspirado en la propuesta de Sobotka (2008) para los países europeos, pero, en este caso, para las provincias de España entre los años 1991 y 2016, en intervalos quinquenales. Posteriormente, se realizará una representación de las puntuaciones asociadas a dichos territorios para tratar de comprender cómo ha evolucionado la STD en España en los últimos años.

Si bien es cierto que Sobotka plantea dos tipos de índices, uno basado en comportamientos estrictamente demográficos y otro en actitudes y valores, de acuerdo con las principales premisas sobre las que se construye la STD, este trabajo se centra exclusivamente en el primero. La razón radica en la disponibilidad de las bases de datos, además de la perspectiva de la evolución histórica que incorpora, hecho que dificulta obtener datos de encuestas de valores y actitudes en las mismas fechas y con metodologías comparables entre sí.

La metodología aplicada por Sobotka (2008: 50) consiste en tomar las variables que considera más relevantes para caracterizar los aspectos esenciales de la STD en términos de comportamientos reproductivos y nupciales, para posteriormente asignar una serie de puntuaciones a cada territorio por cada una de estas variables, en función de una distribución que él mismo propone al final del capítulo. Finalmente, calcula la media aritmética entre todas las puntuaciones anteriores y aplica una prima de 0,5 puntos a todos aquellos territorios donde exista cohabitación de pareja fuera del matrimonio en una proporción superior al 10 % en el momento de la recogida de los datos.

A continuación, en la tabla 1, se detallan las variables que han dado lugar a la elaboración del índice, así como su construcción matemática, de acuerdo con el Instituto Nacional de Estadística (INE) (2019):

Este índice, que fue propuesto hace más de 10 años bajo la perspectiva de los datos y comportamientos estudiados hasta entonces, cuya máxima puntuación no tiene por qué implicar una finalización de la transición, cuenta con la limitación de que no capta alguna de las dimensiones relevantes para el estudio de la STD, como las parejas o personas que deciden no tener descendencia, así como las dificultades para estimar las rupturas de parejas estables no casadas. Sin embargo, se presta como una herramienta adecuada para aproximar en términos descriptivos y generales el fenómeno en sí.

La tabla 2 especifica cómo se construye dicho índice, que tiene un rango entre 0 y 10. Si el valor de una variable se encuentra entre dos propuestas de puntuación, se asigna el valor de la puntuación igual a 5.

Todas estas variables pueden ser construidas a partir de los datos recogidos en las estadísticas del Movimiento Natural de la Población de nacimientos y matrimonios, elaboradas por el INE. En el caso de los divorcios, al tratarse de un tipo de estadística judicial, los datos los proporciona el Consejo General del Poder Judicial (CGPJ).

Mención especial merece el indicador del índice sintético de divorcialidad (ISD), dadas las dificultades para su elaboración, debido a la ausencia de datos para el año 1991 y el hecho de que se haya tenido que elaborar a partir de fuentes distintas al INE para los años 1996 y 2001, aunque los datos procedan del mismo origen (estadísticas judiciales), debido a que el dato más antiguo que se puede encontrar de este indicador corresponde al año 2005.

De esta manera, se ha llevado a cabo un proceso orientado a hallar por aproximación los valores de la variable para los años 1996 y 2001, a través de las tasas brutas de divorcialidad (TBD). La posibilidad de encontrar en las estadísticas del CGPJ el número total de divorcios por provincia para estos años (no así para el año 1991) ha permitido calcular la TBD para los citados años, así como para el año 2005, en todas las provincias salvo Ceuta y Melilla, donde los datos no aparecían desagregados. Para calcular el ISD, se ha realizado una transformación proporcional, tomando como referencia el año 2005 y multiplicando el ISD de ese año por la división de la TBD de 1996 o 2001 entre la TBD de 2005.

Por el lado de la construcción del índice, como se podía observar en la tabla 2, el autor propone asignar, en primer lugar, 0, 5 o 10 puntos en función del umbral o rango en el que se encuentre cada variable por cada territorio. Sin embargo, el hecho de que tan solo se puedan asignar tres puntuaciones diferentes a todos los posibles valores de cada una de las variables parece limitar la potencial sensibilidad del indicador y la obtención de unas puntuaciones más heterogéneas entre las regiones.

En la tabla 3, se presentan los resultados de una modificación del índice original para cada una de las variables implicadas. El índice modificado, sin ser igual al original, mantiene los valores de las puntuaciones 0, 5 y 10, agregando valores intermedios siguiendo una distribución por deciles, es decir, las puntuaciones de 1 a 4 y de 6 a 9 nacen de la división proporcional en 10 partes de los valores entre 0 y 10. En caso de que el valor de una variable se encuentre entre dos deciles, se le asignará como puntuación el valor del decil inferior.

Una vez realizada esta operación de modificación sobre el índice original, se ha procedido a calcular la media aritmética de todas las variables por cada provincia para obtener la puntuación del índice sintético de la STD.

Para solventar la particularidad de que en el año 1991 no se ha podido obtener el ISD, se ha supuesto que todos los territorios puntúan 0 ese año. Ello podría ser justificable desde el punto de vista de que, en 1996, todas las provincias salvo cuatro puntúan 0 y, dado el carácter descendente de la dimensión según se va hacia atrás en el tiempo, todo indica que en 1991 sería algo bastante probable.

Finalmente, se ha realizado la asignación del bonus de 0,5 puntos sobre el valor del índice resultante para aquellas provincias con más de un 10 % de parejas en situación de cohabitación fuera del matrimonio para los años escogidos. Este dato, difícil de hallar en momentos coincidentes con los cortes del estudio, se ha elaborado recurriendo a los censos de los años 2001 y 2011, que recoge el tipo de pareja que convive en el hogar en caso de que los convivientes así lo sean. Entre las categorías que forman parte de esta variable, para hallar el porcentaje total de parejas de hecho, se han sumado los resultados de las categorías “pareja de hecho (ambos solteros)” y “otro tipo de pareja de hecho”, para cada una de las provincias. Así, aplicando la fórmula de la tasa de crecimiento real entre dos momentos separados en el tiempo, que en este caso serían 2001 y 2011, se puede obtener un valor para los años 2006 y 2016, asumiendo un crecimiento lineal constante.

Ante la ausencia de una cohabitación de pareja fuera del matrimonio en una proporción superior al 10 % en el censo del año 1991 y, en tanto que en el año 2001 tan solo dos provincias se encuentran por encima del umbral del 10 %, vista la tendencia ascendente del fenómeno para todo el país, de nuevo, se realiza una suposición: no se aplica bonus para los años 1991 y 1996, puesto que es muy probable que el porcentaje de cohabitación fuera del matrimonio resultara inferior al 10 %.

El descenso en la fecundidad española es un hecho desde bien entrada la década de los años 80. El Índice Sintético de Fecundidad (ISF) pasó de 2,77 hijos por mujer en el año 1975 a tan solo 1,13 en el año 1998, el punto más bajo de toda la serie, para posteriormente recuperarse ligeramente y volver a descender a partir del año 2008, perfectamente acompasado con el ciclo de bonanza económica y la llegada masiva de migrantes antes de la debacle económica que trajo consigo la Gran Recesión y cuyos efectos todavía se perciben hoy en día.

La situación descrita, completamente coherente con lo conocido hasta la fecha (Devolder 2015) y en consonancia con las dinámicas reproductivas del resto de países europeos, especialmente con los del sur del continente, sitúa al país en un régimen de baja fecundidad sin precedentes (Morgan y Kohler 2011), tal y como conjeturaba la teoría de la STD.

De manera paralela, la edad media a la maternidad se ha ido postergando también con el paso de los años, tanto la total como al primer hijo (EMH1), tal y como se puede observar en la figura 1. Sin embargo, esta evolución no ha resultado homogénea en las provincias españolas. Si en 1991 la edad media mínima se encontraba en Ceuta, con 25,45 años, la edad media máxima correspondía a la provincia de Gipuzkoa, con 28,95 años. En 2016, la edad media mínima seguía encontrándose en Ceuta, con un valor de 28,17 años, mientras que la máxima se había desplazado a Bizkaia, con 32,09 años.

El indicador de la suma de las tasas específicas de fecundidad por debajo de los 20 años (TEFU20), muestra un escenario de gran variabilidad interprovincial, con amplias diferencias entre territorios en 1991 que, a lo largo del periodo estudiado, ha visto reducida su varianza, no tanto por aquellos territorios que ya experimentaban una baja fecundidad adolescente, como Gipuzkoa, sino más bien por los que partían de niveles altos y han visto reducidas sus cifras drásticamente, como Ceuta y Melilla, de la manera en que se muestra en la figura 2.

Cuando se toma en consideración otra variable que forma parte de la construcción del índice sintético STD1, como es el porcentaje de nacidos de madre no casada (PNFM) y, por tanto, relevante para caracterizar la evolución poblacional de las regiones en el contexto que ocupa este trabajo, se encuentra un comportamiento similar al encontrado en la edad media al tener el primer hijo: una tendencia ascendente y consolidada en el tiempo, pero probablemente no terminada, como denota la figura 3.

Los valores representados en dicha figura van en consonancia con la disociación que se ha venido produciendo en las últimas décadas entre la fecundidad y el matrimonio, generándose toda una amalgama de formas de hogar alternativas en que prima la cohabitación de parejas, pero también emergen los hogares monoparentales (Requena 1999; 2004; 2006; Esteve 2015). Este cambio se hace patente especialmente a partir de la entrada en el s. XXI y tiene mucho que ver con el proceso de secularización que atraviesan instituciones sociales como el matrimonio (Requena 2005), pues, además de que muchas uniones pasan a celebrarse por el rito civil (Delgado y Martínez 2019), este deja de concebirse como algo sagrado que antecede necesariamente al momento de concebir descendencia.

Llaman especialmente la atención los casos extremos en la parte superior de la distribución, a lo largo de todos los años, los cuales se corresponden con las provincias de Las Palmas y Santa Cruz de Tenerife. Esta es una característica que se produce de manera muy acentuada en las Islas Canarias respecto al resto de regiones (León 2017).

Similar camino a la edad media al nacer el primer hijo ha seguido la edad media al primer matrimonio (EMM1), que ha ido incrementándose de manera paulatina a la par que la intensidad de la primo-nupcialidad (ISPN) se iba reduciendo a lo largo del periodo de tiempo estudiado, como se puede observar en las figuras 4 y 5. Como se ha mencionado anteriormente, las nuevas vías de formación de familias desligadas del matrimonio inciden en el descenso de su intensidad, mientras que, para aquellos que se han seguido casando, antes o después de tener descendencia (si es que la han tenido), factores económicos como el empleo precario joven o la dificultad en el acceso a la vivienda han podido influir en la edad media a la que se experimenta esta transición (Dominguez-Folgueras y Castro-Martin 2013).

La dimensión que atañe al divorcio, expresada a través del índice sintético de divorcialidad (ISD), muestra un comportamiento algo diferente al resto de indicadores. Como se desprende de la figura 6, para la que tan solo se disponía de datos desde 1996, entre 1996 y 2001 apenas se produjeron saltos en términos de la intensidad del divorcio, con una distribución relativamente compacta en el grueso de provincias. Sin embargo, la cifra experimentó un importante salto hacia 2006, para reducirse ligeramente en 2011 y compactarse en 2016.

El increíble ascenso experimentado en el año 2006 tiene una evidente relación con el cambio legislativo que se produjo en el año 2005, el conocido como “divorcio exprés”, el cual facilitaba el procedimiento en relación con la ley anterior, de 1981, eliminando además, el requisito de separación legal previa al divorcio (Solsona 2015). En caso de haberse contabilizado también dichas separaciones legales antes de 2006, el incremento no habría resultado tan brusco. Tras el efecto de la nueva ley, su impacto inmediatamente posterior quedó probablemente atenuado por el efecto de la crisis del año 2008, en que la devaluación de las condiciones laborales de las familias pudo impactar en el retraso de la decisión de divorcio, dadas las consecuencias económicas que este trae consigo, en la línea de lo sucedido en anteriores recesiones (Sobotka, Skirbekk, y Philipov 2011).

El divorcio tuvo, durante la década de los años 80, una importante relación con el nivel educativo de las mujeres, mientras que de los años 90 en adelante el mayor determinante del divorcio era la situación laboral de la mujer (Delgado y Martínez 2019).

Existe una dificultad añadida para caracterizar la dinámica de ruptura de las parejas en España: si cada vez se producen menos matrimonios, aunque haya aumentado el volumen de divorcios, se dificulta la tarea de conocer cuál es la verdadera cifra de ruptura de parejas estables no casadas, dado que muchas de estas rupturas no matrimoniales no quedan recogidas en ningún tipo de registro estadístico oficial.

Las variables comentadas anteriormente proporcionan unas ciertas nociones sobre cuál ha sido el comportamiento interterritorial para algunas de las dimensiones que conforman el índice STD1, por lo que el siguiente paso consiste en presentar, en la tabla 5, las puntuaciones del índice para todos los años del estudio, por cada provincia española, de la manera que se proponía en la metodología.

Los mapas de la figura 7, tomando como referencia los valores de la tabla 5, en gradiente de color de amarillo a negro pasando por tonos violetas y morados, ayudan a extraer un comportamiento agregado que permita hablar sobre el estado de la evolución de la STD a lo largo de los años escogidos y tratar de concluir si, efectivamente, esta se encuentra en un estado avanzado y si se está produciendo un proceso de convergencia entre los comportamientos de los territorios.

Como era de esperar, en primer lugar, se aprecia que, para 1991, todas las regiones toman valores bajos, representados en tonos más claros, en la escala de 0 a 10 propuesta. No obstante, la mitad norte del país, parte de la zona este y algunas provincias de Castilla-La Mancha y Comunidad Valenciana muestran una situación más avanzada frente al resto, a excepción de Galicia y la provincia de Castellón, cuyas puntuaciones se sitúan por debajo o igual a 4. Se podría afirmar que, para ese año, la transición ya estaba teniendo lugar, pero de manera leve y sumamente incipiente en territorios como Almería, Ceuta y Melilla.

Para el año 1996, la tendencia del índice STD1 se consolida y comienza a apreciarse un mapa general más oscuro, con las provincias del País Vasco, además de las provincias de Salamanca, Valladolid, Palencia, Burgos, Soria y Madrid, con puntuaciones iguales o superiores a 6.

Para el año 2001, el mapa se sigue coloreando cada vez más de morado, mostrando un especial avance en toda Castilla y León, Asturias, Cantabria, País Vasco, Huesca, Teruel, Barcelona, Madrid y los dos archipiélagos (Canarias y Baleares). Además, a diferencia de lo que venía sucediendo en los dos cortes anteriores, Galicia parece sumarse también a la tendencia del norte, especialmente la provincia de A Coruña.

Para el año 2006, se percibe un aumento generalizado en el índice, continuando con puntuaciones altas generalizadas en el norte, pero donde comienzan a destacarse provincias concretas, como son Pontevedra, Asturias, León, Barcelona, Madrid, Valencia y los archipiélagos. Aunque se encuentra casi un punto por debajo, la provincia de Málaga destaca de manera evidente en el conjunto de las provincias del sur del país.

El mapa del año 2011 continúa con el avance de los años anteriores, tornándose definitivamente en morado, lo que implica puntuaciones mayores a 7,5 en casi todas las provincias, mientras que aquellas que aparecen más oscuras incluso acercan o superan sus puntuaciones a 8,5. No obstante, se observa una convergencia general, a la vez que alguna de las provincias más destacadas en el periodo anterior, como Barcelona, experimentan un ligero descenso, que no se podría catalogar, desde luego, como un retroceso.

Finalmente, en el año 2016, se produce una relativa homogeneización de las puntuaciones, con casi todas las provincias con un índice por encima de los 8 puntos y varias de ellas incluso igual o por encima de 9, como son Alicante, Barcelona, Tarragona, Pontevedra, Ourense, Málaga, Huelva y las dos provincias que conforman las Islas Canarias. Por su parte, Madrid apenas evoluciona en su puntuación y no alcanza el umbral de los 9 puntos, quedándose en 8,67.

Ceuta y Melilla constituyen una clara excepción a toda la dinámica descrita en los párrafos anteriores, pues parten de una situación de clara desventaja desde el principio y, especialmente en el caso de Ceuta, le lleva casi 10 años alcanzar el estado de evolución de otras provincias, es decir, alcanza en 2016 la misma puntuación que otras ya habían alcanzado en 2006.

El proceso de convergencia en la STD se puede percibir claramente con el gráfico de caja de estas mismas puntuaciones, representado en la figura 8. A la luz de otra representación alternativa de los datos, se puede observar cómo se confirma el proceso de convergencia anteriormente descrito bajo la representación espacial de las puntuaciones, además del gran salto experimentado entre los años 2001 y 2006. La distribución se va haciendo más compacta con el paso de los años y parece estabilizarse, en promedio, alrededor de los 8,5 puntos.

¿Qué podría implicar esta estabilización? Quizá se podría comenzar a hablar de una etapa final de la STD, en que las provincias alcanzan un alto grado de homogeneización, dándola prácticamente por concluida. Este resultado iría en consonancia con lo planteado por Delgado y Martínez (2019), los cuales arguyen que es posible que el proceso haya llegado a su fin a la luz de los valores agregados para el conjunto del país en las dimensiones principales del mismo. Sin embargo, dicha estabilización de las puntuaciones podría indicar también que estas hubieran alcanzado un techo con base en el constructo empleado. Esto quiere decir que, por algunas de las características propias de España y, por extensión, de sus provincias, puede ser que no permitan elevar más la puntuación del índice.

Para analizar la evolución del fenómeno en términos absolutos, se han llevado a cabo seis regresiones lineales, tomando como variable dependiente, en cada una de ellas, las variables de interés empleadas para componer el índice STD1 (salvo el índice sintético de divorcialidad), respectivamente, además del propio índice; y como variable independiente en común a todas ellas, el año de cada uno de los cortes temporales del estudio por cada provincia. Así, el análisis se ha llevado a cabo en una disposición dos a dos, en el que por cada año se encuentran los valores de las 52 provincias para la variable dependiente (en total, 312 filas).

La regresión lineal múltiple, cuya finalidad consiste en tratar de hallar la relación lineal existente entre una variable objetivo o dependiente de intervalo o razón y un conjunto de dos o más variables explicativas o independientes (Cea d’Ancona 2002), se rige por la siguiente expresión general:

Los resultados de la regresión, expuestos en la tabla 6, vienen a cuantificar algunos de los resultados vistos en los gráficos de caja, así como del desempeño global de casi todas las variables empleadas, confirmando las tendencias crecientes y decrecientes de estas respecto del año de referencia (1991). Es decir, cada valor de la regresión por año da cuenta de cómo ha evolucionado cada uno de los indicadores expuestos respecto al año 1991, pudiéndose observar un aumento o descenso global para el conjunto de las provincias.

Se percibe rápidamente que la evolución global de las dimensiones analizadas sigue las pautas esperadas:

Vistas las dinámicas interterritoriales y globales que sigue el índice STD1, de la misma manera que lleva a cabo Sobotka (2008), este se pone en relación con el ISF de cada provincia para comprobar la medida en que, en el nivel regional, la implantación de la STD va de la mano de un menor número de hijos por mujer.

En la figura 9 se puede apreciar que, efectivamente, existe una relación lineal inversamente proporcional entre el índice STD1 y el ISF de cada provincia, aunque es cierto que esta se va atenuando con el paso del tiempo, como indica la R de Pearson de la recta de regresión trazada entre todos los puntos, en que para el año 1991 es sensiblemente superior (r = - 0,79) a la que se da en 2016 (r = -0,27). De esta manera, en términos generales (aunque de esta correlación no se puede inferir una relación causal), se apunta a un escenario donde, con mayor probabilidad, cuanto más avanzada se encontrara una provincia en la STD, menor sería el número de hijos por mujer en dicha provincia. Este resultado podría estar indicando la medida en que la caída progresiva de la fecundidad deja de resultar, quizá, el principal motor de evolución de la STD, impulsada por la convergencia entre las puntuaciones y los patrones de fecundidad general.

Llama poderosamente la atención que, a diferencia de los resultados que obtiene Sobotka, en los que son precisamente las regiones con un mayor índice STD1 las que presentan un mayor ISF, en España la relación entre los territorios sea inversa, a excepción de áreas concretas como Madrid o Barcelona. Si bien es cierto que las unidades de análisis empleadas son diferentes (ya que en dichos resultados se comparan países y aquí, provincias dentro de un país), ello podría indicar que, en línea con los resultados anteriores, el proceso de transición no haya finalizado y la etapa en que se encuentra España con respecto al resto de países europeos sea un estadio previo a la recuperación de la fecundidad que se ha venido observando en regímenes de bienestar menos familistas y con menor grado de desigualdad de género, como los del norte de Europa (Esping-Andersen y Billari 2015: 3). No obstante, parece que la trayectoria española precisamente indica que, a pesar de una leve recuperación, esta no alcanzaría las cotas alrededor del nivel de reemplazo, manteniéndose en cifras de muy baja fecundidad (Esping-Andersen y Billari 2015: 4).

Los resultados expuestos muestran, por un lado, que la trayectoria de España y los territorios que la componen han evolucionado en la dirección que indican los supuestos de la STD, tal y como revela el índice sintético presentado y, por otro lado, que los comportamientos entre los territorios se encuentran en la vía de la convergencia en la mayoría de las dimensiones analizadas.

Ahora bien, ¿la evolución de dichas dimensiones ha sido armónica o, por el contrario, presenta efectos distintivos por áreas territoriales?

Para tratar de dar respuesta a esta cuestión se presentan, en la figura 10, las diferencias porcentuales entre los años 1991 y 2016 para cada una de las variables del índice STD1. Los colores más oscuros indican las provincias donde los valores han crecido más porcentualmente, mientras que los colores más claros indican aquellas provincias que han crecido menos o sus cifras, incluso, han decrecido.

Puesto que los indicadores se han comportado de manera diferente, resulta relevante dar cuenta de la evolución de cada uno de ellos por separado.

Comenzando por la edad media al nacimiento del primer hijo (EMH1), es en las provincias más al oeste donde se ha producido un mayor incremento del indicador, con Galicia, Extremadura, Asturias y la provincia de León como áreas más destacadas. A medida que se avanza hacia el este, y especialmente el noreste, se observa una variación menor.

La suma de las tasas específicas de fecundidad (TEFU20) revela, por el contrario, un mayor incremento de las provincias situadas en la mitad noreste de la península, además de Valladolid y Albacete. Este indicador, que evoluciona en sentido decreciente (tabla 3), y el anterior estarían articulándose como una suerte de complementarios entre sí a pesar de su relación directa con el retraso de la fecundidad. Sin embargo, el hecho de que los polos principales de recepción de migración desde mediados de los años 90, como son Madrid, Álava, Zaragoza, Barcelona o Valencia (Del Rey y Ortega 2011), coincidan con aquellos territorios que han experimentado una menor caída de la intensidad de la fecundidad a edades muy jóvenes podría tener que ver parcialmente con los comportamientos de las mujeres migrantes, mayoritariamente de América Latina y Marruecos, cuya primera generación tiende a mantener los niveles de fecundidad de su país de origen, generalmente a edades tempranas y con mayor intensidad respecto a la población receptora (Kraus y Castro-Martín 2018).

En el caso del porcentaje de nacidos fuera del matrimonio (PNFM), el mayor incremento se halla en las provincias más occidentales de Andalucía, además de Granada, Zamora, Soria, Ourense y las Islas Canarias. Tal y como apunta Muñoz (1995), el cambio de pauta en la procreación fuera del matrimonio comenzó a tener lugar en España en los grandes núcleos urbanos a mediados de los años 80, lo cual podría indicar que alguna de las provincias que más han crecido en porcentaje frente a las demás sean aquellas que comenzaron más tarde dicho crecimiento y partían de un volumen menor, lo cual les reservaría un mayor espacio de crecimiento frente a zonas como Madrid.

En cuanto a las variables relacionadas directamente con la nupcialidad (ISPN y EMM1), se observa un comportamiento dispar entre las distintas regiones: mientras que el índice sintético de primonupcialidad ha caído en menor proporción en las provincias del norte del país (recuérdese que la puntuación de este índice tiende a caer en el tiempo), especialmente en las provincias vascas, incluyendo Navarra, además de la mayoría de Castilla y León, la edad media primer matrimonio ha experimentado el mayor incremento tanto en Galicia como en Canarias, además de en provincias como Soria, Albacete y Huelva.

De esta manera, en aquellos lugares donde se ha reducido la intensidad de los primeros matrimonios no parece que esta reducción haya ido necesariamente acompañada por un retraso en el calendario. Ello parece ir más de la mano del retraso de la edad media al tener el primer descendiente, aspecto que guarda coherencia con el hecho de que la mayoría de los nacimientos siguen sucediendo en el seno de las uniones matrimoniales (Castro-Martín 2007), por lo que un retraso en estas afecta necesariamente al calendario de la primofecundidad.

Por último, la dimensión de la divorcialidad, expresada a través de su índice sintético (ISD), muestra que la intensidad de esta entre los años 1996 y 2016 aumentó en mayor medida en Guadalajara, Toledo, Ciudad Real, Pontevedra, Castellón y Tarragona. En este caso, se halla que en aquellas provincias donde el índice sintético de primonupcialidad cayó en mayor proporción es donde, precisamente, más ha aumentado la divorcialidad. Si bien es cierto que un descenso de la nupcialidad puede estar relacionado con el envejecimiento de la población (Delgado y Martínez 2019), más esperable en áreas rurales, en el caso de los divorcios, que suelen ser más propios de familias con mujeres integradas en el mercado laboral (Solsona 2015), el aumento de la intensidad en estas provincias puede haber venido de la mano de una incorporación tardía de la mujer al mercado laboral, igualmente esperable en zonas menos urbanas.

La Segunda Transición Demográfica es un hecho en España. No solo en su conjunto, como ya han declarado varios autores con base en los comportamientos agregados de las principales dimensiones a través de las cuales se suele estudiar (nupcialidad, fecundidad y formación de hogares) (Delgado y Martínez 2019; Solsona 2015; Castro-Martín 2007), sino también en el nivel provincial. O, al menos, eso parece mostrar la evolución general del índice sintético de la STD propuesto por Sobotka y aquí trasladado con algunas modificaciones.

Este índice, cuya propuesta nace de la necesidad de categorizar el estado transicional en que se encontraban los distintos países europeos alrededor del año 2004 (Sobotka 2008) y evaluar si este tenía que ver con el descenso de la fecundidad, a pesar de que no contiene todas las dimensiones relevantes para el estudio de la STD (aunque sí las principales), muestra de una manera relativamente clara que, aunque asimétrico, el proceso de transición se ha ido consolidando durante el periodo de tiempo analizado (1991-2016) en todas las regiones que componen el conjunto de España. El siguiente paso consistirá, probablemente, en la convergencia y homogeneización general de los comportamientos de fecundidad y nupcialidad a medida que la población siga envejeciendo y el contexto socioeconómico continúe dificultando el acceso al mercado laboral en unas condiciones que habiliten la emancipación de la población joven para iniciar, de esta manera, proyectos de vida alrededor de la formación de familias, ya sea en uniones formales o consensuales.

Aunque autores como Delgado y Martínez (2019) consideran finalizada la transición, en tanto que se cumplirían los preceptos de un régimen de “muy baja fecundidad” y un horizonte de descenso de la población total en ausencia de una gran masa migrante, son precisamente las puntuaciones del índice sintético expuesto (~8,5 de media sobre 10 en el conjunto del país) las que explicitarían la existencia de un cierto margen hasta dar por concluido dicho proceso.

No obstante, a pesar de que se pueda alcanzar una convergencia futura en torno a valores altos del índice y sus componentes, se ha comprobado que los fenómenos a los que se encuentran expuestos los diferentes territorios en el contexto de la STD no siempre tienen la misma naturaleza, viéndose influidos por elementos tales como la migración, ya sea interna o externa, la despoblación o el envejecimiento, que pueden introducir variaciones en la manera en que el índice STD1 evoluciona.

Por tanto, se considera que la Segunda Transición Demográfica en España, cuya llegada resultó claramente tardía respecto a los países del norte y centro de Europa, desde una perspectiva territorial se encuentra en un estadio avanzado de implantación e irreversible, aunque no estático en los términos en que se ha expuesto a lo largo del escrito, acorde a las previsiones que realizaron Lesthaeghe y van de Kaa cuando formularon la teoría.

De esta manera, queda abierta la indagación futura sobre las diferencias encontradas entre las provincias que puedan dar lugar a la generación de clústeres o agrupaciones, los cuales, al igual que sucedía con la PTD y la diferenciación de modelos de natalidad y nupcialidad por áreas geográficas (Reher 1986), permitan agruparlas con base en la evolución de las componentes del índice STD1, en aras de realizar una eventual comparación con la expansión de la PTD en España.