Determinanti a livello micro dell’infecondità in Italia: un confronto di genere tra coorti Annalisa Donno & M. Letizia Tanturri (Dipartimento di Scienze Statistiche – Università di Padova) Qualità della vita in Italia: venti anni di studi attraverso l'indagine Multiscopo dell'Istat Roma, 27-28 Gennaio 2015 Rationale Negli ultimi anni l’infecondità è divenuta una componente fondamentale del declino dei livelli di fecondità in molti Paesi europei. Sebbene il fenomeno abbia conosciuto una marcata crescita, in Italia si hanno ancora poche informazioni sugli individui che terminano la vita riproduttiva senza figli: si sa poco sia delle loro caratteristiche sia dei fattori che hanno contribuito a determinare tale condizione. Le relazioni causali tra l’infecondità e gli elementi che si ipotizza la determinino sono ancora poco studiate e controverse. I fattori che determinano l’infecondità sono spesso interrelati, è difficile distinguere e quantificare il loro impatto relativo. Negli ultimi decenni, in Italia: Forte crescita dell’infecondità permanente, maschile e femminile 12.3% (donne), 9% (uomini) nel 1997; 12.5% (donne), 13% (uomini) nel 2003; 16% (donne), 14% (uomini) nel 2009; Quali sono le determinanti del fenomeno a livello micro? Obiettivi Duplice obiettivo: Investigare sulle determinanti dell’infecondità a livello micro, approfondendo lo studio delle strutture causali che governano il fenomeno, attraverso un approccio basato sui Modelli a Equazioni Strutturali (SEM) Specificazione di un modello causale che spieghi l’infecondità delle donne, per coorte. Capire se il modello specificato per lo studio dell’infecondità femminile è in grado di cogliere e ben rappresentare la struttura dell’infecondità maschile. Come raggiungere i nostri obiettivi L’infecondità è un fenomeno complesso, spiegato da diverse teorie (Teoria delle preferenze, Teoria delle scelte razionali, Teoria della trasmissione intergenerazionale di valori e comportamenti, Ciclo di vita). Gli studi empirici si concentrano sul legame tra traiettorie di vita e comportamenti riproduttivi, ma anche sui processi sociali che portano alla formazione dei valori e delle preferenze di ciascun individuo. Mettere insieme, in una visione sistemica, più aspetti dell’infecondità, provenienti da diversi background teorici, per studiare il fenomeno in maniera esaustiva, ipotizzando una rete di relazioni causali tra le determinanti generalmente proposte in letteratura. Challenge Maggiori difficoltà nella ricerca sull’infecondità: Stabilire la causalità e determinare empiricamente se gli aspetti legati al ciclo di vita siano deteminanti dirette dell’infecondità, o se questi, insieme ai comportamenti riproduttivi, siano simultaneamente determinati dalla presenza di fattori comuni. Modelli a Equazioni Strutturali Approccio SEM I modelli a equazioni strutturali sono molto utili per lo studio di fenomeni complessi, per la cui comprensione si rende necessario il ricorso a diversi aspetti ed elementi, spesso legati da relazioni di tipo causale. La complessità di tali fenomeni può essere ridotta attraverso un approccio dinamico che consente di: Studiare le reti causali tra diverse dimensioni che caratterizzano il fenomeno e il fenomeno stesso; Capire se e in che misura ciascuna dimensione contribuisce nel determinare il fenomeno. Processo di costruzione del modello Due modelli concettualmente diversi. Un modello di misurazione che specifica le relazioni tra le variabili osservate e le sottostanti variabili latenti; Un modello strutturale che specifica le relazioni causali tra costrutti latenti, sulla base del backgroud teorico che guida lo studio. Approccio Partial Leat Squares Distribution free; Nessuna restrizione con riferimento alla scala di misurazione e alla numerosità campionaria; Le relazioni tra costrutti latenti e variabili osservate possono essere specificati in diversi modi: Riflessivo: la variabile latente è un fattore comune sottostante che determina la struttura di covarianza tra le corrispondenti variabili osservate; Formativo: la variabile latente è un indicatore sintetico, misurato attraverso diverse variabili osservate; MIMIC: modello riflessivo e formativo. Dati: Multiscopo ISTAT Famiglia e Soggetti Sociali 2009 Dati individuali, cross-section che forniscono informazioni sul ciclo di vita, dando la possibilità di: Trattare le storie individuali in maniera longitudinale; Analizzare l’infecondità attraverso uno studio di coorte; Costruzione retrospettiva di variabili sulle condizioni socio-demografiche degli individui. Contenuti informativi di interesse: Processi di formazione della coppia e della famiglia; Carriere lavorative, ricerca di lavoro, eventuali interruzioni lavorative, mobilità sociale; Condizioni socio-economiche della famiglia d’origine (quando gli individui avevano 14 anni); No dati retrospettivi su opinioni, religione e sistema di valori; No dati retrospettivi su relazioni sociali e reti di aiuto formale e informale. Focus: Uomini 50-55 Donne 45-50 Tre coorti: 1947-52, 1953-58, 1959-64. Specificazione del modello di infecondità Ipotesi 1 Ipotesi 3 Il livello culturale e le condizioni economiche e sociali della famiglia di appartenenza influiscono su alcuni aspetti dello status socio-economico dell’individuo. Le risorse culturali ed economiche della famiglia d’origine influenzano i comportamenti riproduttivi dell’individuo, attraverso il legame con lo status socioeconomico dell’individuo stesso. Effetto indiretto, mediato. La propensione alla famiglia, influenzata direttamente dallo status socio-economico, e indirettamente dal livello culturaleeconomico della famiglia d’origine, determina la struttura di covarianza di variabili che rappresentano le preferenze rispetto ai processi di formazione della famiglia. I processi di creazione della famiglia e i comportamenti riproduttivi sono simultaneamente determinati dalla presenza di un fattore comune. Ipotesi 2 Lo status socio-economico ha un effetto indiretto sull’infecondità, attraverso il legame con la family life propensity. Ci si aspetta che tale relazione operi in maniera differente tra uomini e donne. Modello di infecondità: Risultati Attesi per Genere Infecondità per livello di istruzione. Uomini (sx) e donne (dx) 50 40 30 20 10 0 40 30 High 20 High Middle 10 Middle Low 0 Low Risultati: Modello di Misurazione Risorse della Famiglia di Origine Le variabili relative al livello di formazione dei genitori e alla loro situazione occupazionale sono misure accurate del livello culturale-economico della famiglia d’origine. 1947-52 VARIABILE LATENTE RISORSE DELLA FAMIGLIA D’ORIGINE VARIABILI MANIFESTE LOADING S SE 1953-58 CRITICAL RATIO LOADING S SE 1959-64 CRITICAL RATIO LOADING S SE CRITICAL RATIO Formazione madre (low) -0,639 0,050 -12,701 -0,722 0,040 -17,830 -0,781 0,036 -21,917 Formazione madre (high) 0,510 0,102 4,991 0,417 0,060 6,999 0,521 0,064 8,104 Formazione padre (low) -0,802 0,042 -19,040 -0,763 0,035 -21,622 -0,796 0,029 -27,064 Formazione padre (high) 0,695 0,089 7,775 0,451 0,052 8,703 0,615 0,058 10,583 Padre (Manager) 0,651 0,077 8,506 0,447 0,052 8,633 0,532 0,052 10,240 Padre (Impiegato) 0,383 0,097 3,951 0,497 0,043 11,593 0,523 0,051 10,287 Padre (Operaio) -0,462 0,060 -7,652 -0,754 0,042 -18,063 -0,605 0,048 -12,589 Madre (Occupata) 0,090 0,057 1,569 0,131 0,042 3,154 0,140 0,049 2,846 NUMERO DI OSSERVAZIONI 1715 1931 2063 % INFECONDITA’ 12,3% 12,5% 16% Risultati: Modello di Misurazione Status Socio-economico La partecipazione alla forza lavoro può essere sia causa che conseguenza delle scelte riproduttive: la direzione di causalità tra SES e infecondità è controversa. Le scelte compiute in giovane età e le loro conseguenze a breve termine, in termini di formazione e occupazione, sono elementi che influenzano le decisioni sulla vita di coppia e sui comportamenti riproduttivi. 1947-52 VARIABILE LATENTE VARIABILI MANIFESTE LOADINGS SE 1953-58 CRITICAL RATIO LOADINGS SE 1959-64 CRITICAL RATIO LOADINGS SE CRITICAL RATIO Basso livello di formazione -0,472 0,066 -9,097 -0,725 0,028 -25,755 -0,791 0,031 -25,303 Alto livello di formazione 0,680 0,048 14,032 0,670 0,047 14,249 0,791 0,047 16,674 Clerical support workers 0,218 0,084 2,591 0,070 0,043 1,619 0,037 0,049 0,753 0,753 0,099 7,596 0,603 0,056 10,681 0,222 0,060 3,706 0,207 0,072 2,866 0,450 0,048 9,431 0,514 0,044 11,697 -0,170 0,045 -3,749 -0,692 0,042 -16,673 -0,503 0,044 -11,496 -0,067 0,035 -1,935 -0,115 0,028 -4,099 -0,276 0,041 -6,651 -0,243 0,040 -6,030 -0,005 0,033 -0,136 -0,095 0,029 -3,333 Managers/Professionals STATUS SOCIOTechnicians/Associate ECONOMICO professionals Artisans/skilled agricultural, forestry, fishery workers Stationary/mobile plant and machine operators Elementary occupation NUMBER OF OBSERVATIONS 1715 1931 2063 % CHILDLESS 12,3% 12,5% 16% Risultati: Modello di Misurazione Family Life Propensity La propensione alla famiglia è un fattore comune che determina la struttura di covarianza di variabili legate ai processi di formazione della coppia e della famiglia. È significativamente determinata da variabili che rappresentano le caratteristiche riproduttive della famiglia d’origine. 1947-52 VARIABILE LATENTE VARIABILI MANIFESTE LOADINGS SE 1953-58 CRITICAL RATIO LOADINGS SE 1959-64 CRITICAL RATIO LOADINGS SE CRITICAL RATIO Dissoluzione famiglia d’origine -0,068 0,069 -0,984 -0,065 0,046 -1,414 -0,110 0,053 -2,062 Nessun fratello -0,311 0,075 -4,137 -0,229 0,060 -3,835 -0,382 0,068 -5,616 Più di due fratelli 0,506 0,083 6,089 0,374 0,067 5,622 0,461 0,063 7,309 Numero di matrimoni 0,668 0,091 7,311 0,686 0,062 11,122 0,747 0,056 13,351 -0,166 0,081 -2,055 -0,344 0,059 -5,861 -0,227 0,060 -3,778 -0,198 0,070 -2,838 -0,166 0,049 -3,406 -0,173 0,058 -2,973 Sposato 0,756 0,079 9,546 0,727 0,047 15,606 0,725 0,052 13,955 Unione dissolta -0,305 0,116 -2,636 -0,178 0,059 -3,007 -0,165 0,078 -2,114 Nubile -0,688 0,088 -7,853 -0,782 0,050 -15,670 -0,776 0,053 -14,668 SENZA FIGLI -0,715 0,054 -13,160 -0,731 0,035 -20,993 -0,722 0,040 -17,948 FAMILY LIFE Convissuto PROPENSITY Convive NUMERO DI OSSERVAZIONI 1715 1931 2063 % INFECONDITA’ 12,3% 12,5% 16% Risultati: Modello Strutturale Risorse della famiglia d’origine Status socio-economico Coorte di nascita Path coefficient SE t R² 1959-64 0,468* 0,019 24,017 0,219 1953-58 0,530* 0,020 27,457 0,281 1947-52 0,524* 0,024 25,485 0,275 *p≤0.05 Status socio-economico Propensione alla vita familiare Coorte di nascita Path coeffient SE t R² 1959-64 -0,827* 0,012 -66,882 0,685 1953-58 -0,810* 0,013 -60,559 0,655 1947-52 -0,811* 0,014 -57,308 0,657 *p≤0.05 Infecondità maschile Il modello specificato per lo studio dell’infecondità femminile è in grado di cogliere e spiegare la struttura dell’infecondità maschile (uomini 50-55 anni)? Le stime ottenute non permettono di interpretare in maniera chiara il significato delle variabili latenti, e dunque delle relazioni causali specificate nel modello. Bisognerebbe specificare un nuovo modello ad hoc per lo studio dell’infecondità maschile. “The research leading to these results has received funding from the European Union's Seventh Framework Programme (FP7/2007-2013) under grant agreement no. 320116 for the research project FamiliesAndSocieties” http://www.familiesandsocieties.eu/ Partial Least Squares: Model Specification X h h 0 h h h xh h Partial Least Squares: Estimation Method e jj ' sign corr y, y ' z j e jj ' y j ' y j jh x jh x jh X jw j e jj ' corr y, y ' jh cov x jh , z j w j X 'j X j X 'j z j 1 Childlessness Model Specification Low education mother High education mother Low education father High education father Family of origin dissolution Working mother No Siblings Clerical father More than one sibling Managerial position father Cohabiting Cohabited Unmarried Family Life Propensity Working-class father Low education Married High education Couple dissolution Marriages number CHILDLESSNESS Family of origin Resources Managers/Professionals Socio-Economic Status Techicians/Associate professionals Artisans/Skilled agricultural workers Elementary employee Plant and machine operators Elementary self-employed