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QUANDO IL PRIMO FIGLIO? ANALISI LONGITUDINALE SULLE SCELTE PROCREATIVE

Romina Gadler giugno 2007

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1 NASCITA DEL PRIMO FIGLIO: AMBITO E METODO DI INDAGINE.

Prendendo come riferimento gli eventi considerati da molti studiosi le tappe per diventare adulti, la nascita del primo figlio rappresenta l’ultima fase di questo processo (Barbagli Bagnasco Cavalli 19971; Billari 20002). Il percorso di transizione allo stato adulto comprende a) la fine del percorso formativo; b)la prima attività lavorativa; c) l’abbandono della famiglia d’origine; d) la formazione di una coppia convivente; e) la nascita del primo figlio. In un primo momento si cercherà di tracciare un quadro descrittivo dell’evento primo figlio. Utilizzando le funzioni di sopravvivenza, si osserverà come cambia il tempo di esperire l’evento fra maschi e femmine tenendo in considerazione sei diverse coorti di nascita. In questo modo si individueranno quali sono state le tendenze per la nascita del primo figlio per i nati dal 1900 al 1978. Successivamente si guarderà a come la funzione di sopravvivenza della nascita del primo figlio cambi in base al livello di istruzione raggiunto. Allo stesso modo si guarderà la funzione di sopravvivenza considerando lo stato civile, condizione che influenza fortemente l’accadimento dell’evento. In ultima analisi si osserveranno le possibili differenze tra aree geografiche di residenza, per vedere se la funzione di sopravvivenza per l’evento considerato presenta delle differenze riconducibili alla diversa provenienza geografica. Successivamente alla luce della situazione descritta in precedenza si cercherà di creare un modello che spieghi come cambia la relazione tempo-evento in base alle variabili considerate in precedenza. I dati analizzati derivano dalla ricerca condotta nel 97 chiamata Indagine longitudinale sulle famiglie italiane. Il campione considerato è di 10.423 casi. Lo studio si è concentrato sull’età degli individui alla nascita del primo figlio. La prima parte descrittiva del lavoro che propone le funzioni di sopravvivenza relative all’evento “nascita del primo figlio”, è stata creata con l’utilizzo delle tavole di sopravvivenza. Successivamente l’analisi esplicativa ha fatto ricorso alla cox-regression per creare dei modelli che spiegassero l’andamento della funzione di rischio tenendo conto di diverse covariate.

2 ETÀ PER DIVENTARE GENITORI Molte analisi sulla fecondità hanno studiato la nascita dei figli seguendo un approccio vicino all’individualismo metodologico. In particolare diventare genitori è un’azione legata alla razionalità strumentale nel senso che viene attuata dall’individuo un’analisi costi-benefici riguarda alla scelta procreativa. Aspetto cruciale che interagisce con la scelta di avere dei figli è l’attività lavorativa delle donne (Federici, 19843). Queste analisi infatti si

1 A. Bagnasco, M. Barbagli, A. Cavalli, Corso di sociologia, il Mulino, Bologna, 1997 2 F.C. Billari, L’analisi delle biografie e la transizione allo stato adulto, Cleup, Padova, 2000. 3 N. Federici, Procreazione, famiglia, lavoro della donna, Loescher, Torino, 1984

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concentrano soprattutto sulle carriere lavorative delle donne, sulle quali ha una forte influenza la maternità ( Bernardi 19994). In questo lavoro l’attenzione si concentrerà sulla nascita dei figli, analizzando come il fare parte di alcune categorie sociali (in base al genere, al livello di istruzione, allo stato civile, alla zona di residenza, alla coorte di nascita), possa influenzare l’età per diventare genitori. L’approccio usato farà riferimento alle 5 tappe del percorso per diventare adulti e come questi tempi di trasformazione generazionale siano mutati a seconda delle caratteristiche socio culturali degli individui.

2.1 TEMPI DIFFERENTI TRA UOMINI E DONNE Utilizzando le tavole di sopravvivenza per l’evento “nascita primo figlio” è possibile notare una prima differenza tra maschi e femmine.

Figura 1 Funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio. Maschi e femmine.

6005004003002001000

età primo figlio

1,0

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

Cu

m S

urv

iva

l

Femmina

MaschioSesso

Survival Function

Come si può vedere dalla Tabella 1 l’età mediana per esperire l’evento vede tre anni di differenza tra uomini e donne. Questo significa che i maschi raggiungono questa tappa più tardi rispetto alle donne (vedi Figura 1).

Tabella 1 Età mediane per la funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio. Maschi e femmine.

età mediana (mesi)

età mediana (anni)

maschi 369,0 30,8femmine 324,0 27,0

4 F. Bernardi, Donne fra famiglia e carriera, Franco Angeli, Milano, 1999

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Interessante è vedere per maschi e femmine come in base alle coorti d’età cambi il momento per la nascita del primo figlio (Figura 2 e Figura 3).

Figura 2 Funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio nelle diverse coorti di nascita. Maschi.

6005004003002001000

età primo figlio

1,0

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

Cu

m S

urv

iva

l

68-78

58-67

48-57

38-47

28-37

fino al 1927corte di nascita

Survival Function

Figura 3 Funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio nelle diverse coorti di nascita. Femmine.

6005004003002001000

etafig

1,0

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

Cu

m S

urv

iva

l

68-78

58-67

48-57

38-47

28-37

fino al 1927corte di nascita

Survival Function

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Tabella 2 Età mediane per la funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per coorti di nascita. Maschi e femmine. maschi femmine

coorte età mediana (mesi) età mediana (anni) età mediana (mesi) età mediana (anni) fino al 1927

369,6 30,8 319,3 26,6

28-37 364,8 30,4 320,1 26,7 38-47 353,6 29,5 308,6 25,7 48-57 350,3 29,2 302,9 25,2 58-67 388,0 32,3 339,8 28,3 68-78 372,0 31,0 372,0 31,0

Tabella 3 Valore della funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per coorte di nascita.

Maschi (età in anni) Femmine(età in anni) coorte 20 25 30 35 20 25 30 35

fino al 1927 0,98 0,81 0,49 0,25 0,91 0,54 0,28 0,20

28-37 0,99 0,85 0,46 0,22 0,91 0,56 0,30 0,20 38-47 0,99 0,81 0,39 0,20 0,89 0,47 0,21 0,14 48-57 0,98 0,74 0,39 0,23 0,84 0,45 0,21 0,14 58-67 0,98 0,84 0,58 0,36 0,88 0,62 0,38 0,25 68-78 0,99 0,94 0,76 - 0,95 0,79 0,59 -

Osservando la Tabella 2 emerge come le età mediane nelle diverse coorti variano. Sia per i maschi che per le femmine l’età mediana del primo figlio segue un andamento ad U. Ciò che emerge è un’evidente stabilità nel tempo delle età dei maschi, mentre si hanno notevoli variazioni per le donne. È la popolazione femminile a dimostrare maggiori mutamenti nel tempo. Se le prime coorti mostrano un’età che si aggira attorno ai 26 anni e mezzo, sono le coorti successive, coloro che sono nate nel ventennio a cavallo del boom economico a esperire l’evento primo figlio in un’età inferiore, seppur di poco, rispetto alle donne precedenti, attorno ai 25 anni. Inversione di tendenza invece per le nate dopo il ’58, le quali innalzano notevolmente l’età di diventare madri, superando i 28 anni. Quello che si nota per l’ultima coorte è un’ulteriore aumento dell’età mediana dell’evento (31 anni) e allo stesso tempo si può osservare come l’età femminile raggiunga quella maschile superando il notevole divario delle coorti precedenti che voleva che le donne esperissero l’evento maternità ad un’età inferiore di 4 anni rispetto ai maschi. Anche i dati riportati in Tabella 3 riprendendo i valori della funzione di sopravvivenza, mostrano una netta differenza nelle varie età fra maschi e femmine. Ciò che con evidenza emerge è che per ogni coorte i valori diminuiscono aumentando l’età (Figura 4 e Figura 5). Per tutte le coorti a 20 anni la probabilità di sopravvivenza per i maschi è quasi del 100% mentre per le femmine si riscontrano notevoli differenze. Nella coorte 48-57 infatti la probabilità di sopravvivere è molto inferiore rispetto alle altre coorti mentre si alza notevolmente fino al 95% per le nate tra il 68 e il 78. Passando dai 20 ai 25 anni per i maschi la probabilità di sopravvivenza scende di circa 20 punti percentuali, mentre quella delle donne di 40 punti. Questo indica come la probabilità di esperire l’evento per le donne aumenti quando queste si avvicinano ai 25 anni, mentre per gli uomini questo avviene verso i 30 anni.

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Discorso a parte è il comportamento dell’ultima coorte in cui le probabilità di sopravvivenza per tutte le età (salvo i 35 anni)5 si innalzano notevolmente rispetto alle coorti precedenti.

Figura 4 Probabilità di sopravvivenza dei maschi nelle varie coorti a seconda dell’età.

Figura 5 Probabilità di sopravvivenza delle femmine nelle varie coorti a seconda dell’età.

5 Come si può osservare dalle figure 2 e 3 l’andamento della funzione di sopravvivenza relativa alla corte 68-78 dopo un certo numero di anni, non è presente. Il motivo è dovuto al fatto che per ragioni di nascita, gli individui di questa coorte non superano i 30 anni ed è anche per questo nella tabella 3 non è presente la probabilità relativa ai 35 anni della coorte 68-78.

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Da questi dati si può capire come il cambiamento che ha visto spostarsi in avanti la nascita del primo figlio, abbia soprattutto interessato le donne. L’analisi quindi per mettere in evidenza questi mutamenti si concentrerà prendendo in considerazione la popolazione femminile.

2.2 I TEMPI LEGATI AL LIVELLO DI ISTRUZIONE Aspetto basilare per comprendere la posticipazione nel tempo dell’evento primo figlio è il livello di istruzione. La fine del percorso scolastico rappresenta la prima tappa per diventare adulti. Il fatto di protrarre gli studi rappresenta quindi un fattore che sposta in avanti nell’età tutto il processo di transizione allo stato adulto. Si può osservare dalla funzione di sopravvivenza per le femmine (Figura 6)come chi ha un titolo di studio più alto ha una maggiore probabilità di esperire l’evento nel tempo t. Anche dai tempi mediani si può osservare come per chi possiede laurea o diploma l’età mediana di esperire l’evento è di circa 4-5 anni superiore rispetto a chi possiede titoli di studio inferiori (Tabella 4). Tabella 4 Età mediane per la funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per titolo di studio. Femmine.

titolo di studio

età mediana a cui si ha il primo figlio età mediana (mesi) età mediana (anni)

Elementari 300,3734 25,0 Medie 316,6604 26,4

Diploma 361,4366 30,1 Laurea 382,6573 31,9

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Figura 6 Funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per i diversi livelli d’istruzione. Femmine.

6005004003002001000

età primo figlio

1,0

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

Cu

m S

urv

iva

l

la

di

me

eleducaz

Survival Function

Tabella 5 Valore della funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per livello d’istruzione.

Femmine (età in anni) Livello di istruzione

20 25 30 35

Elementari 0,85 0,43 0,20 0,14

Medie 0,88 0,53 0,29 0,19 Diploma 0,96 0,76 0,46 0,30 Laurea 0,99 0,85 0,54 0,33

Dalla Tabella 5 emerge come in tutte le età il fatto di possedere un titolo di studio sempre più alto fa aumentare la probabilità di sopravvivenza delle donne. Questo dimostra come il conseguimento di titoli di studio elevati sposti in avanti l’età di esperire la nascita del primo figlio.

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2.3 STATO CIVILE: IL PRESSUPOSTO PER DIVENTARE GENITORI Oltre alla coorte d’età altra caratteristica da tenere presente è lo stato civile. Il fatto di essere sposati oppure di convivere rappresenta una delle tappe indicate nel processo di transizione allo stato adulto che precede la nascita del figlio. Anche questa condizione è correlata al livello di istruzione perché come è stato messo in evidenza precedentemente, il conseguimento di titoli di studio elevati spostano in avanti il tempo del raggiungimento delle tappe del processo per diventare adulti e quindi anche la fase di creazione di una nuova famiglia che è poi, nel maggiore dei casi, il presupposto per la nascita di un figlio.

Figura 7 Funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per stato civile. Femmine.

6005004003002001000

età primo figlio

1,0

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

Cu

m S

urv

iva

l

spos

singmarstat4a

Survival Function

Dalla Figura 7 si può osservare come la probabilità di sopravvivenza delle single donne sia notevolmente più alta rispetto a chi è sposata/convive. Aumentando l’età la probabilità di sopravvivenza dei non sposati/conviventi non scende mai sotto l’85%.

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2.4 TEMPI DIFFERENTI TRA AREE GEOGRAFICHE DI RESIDENZA? Altro elemento del quale si vuole tenere conto è la zona geografica di residenza per osservare se il fatto di vivere al Nord al Centro o nel Sud Italia, presenti delle modalità temporali diverse di esperire l’evento nascita primo figlio. Anche in questo caso l’analisi verterà sulla popolazione femminile di riferimento.

Figura 8 Funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per zona geografica di residenza. Femmine.

0 100 200 300 400 500 600

etafig

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

Cu

m S

urv

ival

Zona geografica di residenza (5 categorie)

Nord-Ovest

Nord-Est

Centro

Sud

Isole

Survival Function

Tabella 6 Età mediane per la funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per zona geografica di residenza. Femmine.

zona geografica di residenza età mediana (anni) Nord ovest 27,64 Nord est 27,30 Centro 26,76

Sud 26,55 Isole 26,66

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Tabella 7 Valore della funzione di sopravvivenza per la nascita del primo figlio per zona geografica di residenza. Femmine.

Età femmine Zona di residenza 20 25 30 35

Nord ovest 0,92 0,61 0,33 0,20

Nord est 0,92 0,59 0,31 0,21 Centro 0,90 0,55 0,31 0,21

Sud 0,88 0,54 0,30 0,22 Isole 0,85 0,54 0,29 0,19

Dalla Tabella 6 relativa alle età mediane si può notare come non ci sia una forte differenza fra le aree geografiche di residenza. Tra Nord e Sud c’è circa un punto percentuale di differenza. Guardando ai valori della funzione di sopravvivenza (Tabella 7 e Figura 8)nelle varie età si notano alcune differenze. Come prima cosa a 20 anni le ragazze delle Isole hanno sette punti percentuali in meno di non esperire l’evento rispetto alle coetanee del Nord ovest e del Nord est. Stessa differenza ai 25 anni, anche in questo caso le donne del Sud hanno una probabilità di sopravvivenza inferiore di 7 punti rispetto al Nord ovest. Invece le differenze di probabilità di sopravvivere negli anni successivi si riducono, si può notare come ai 30 anni la differenza di probabilità per le donne del Sud e delle Isole è di meno 3-4 punti percentuali. A 35 anni le differenze sono minime nelle diverse aree geografiche. Quello che emerge è che al Sud la probabilità di esperire l’evento è molto più alta a 20 e 25 anni rispetto che al Nord, mentre nelle età successive questa differenza si affievolisce. Per quanto riguarda il Centro si riscontra una certa differenza rispetto al Nord ai 25 anni per i quali la probabilità di sopravvivenza è inferiore di 6 punti rispetto al Nord ovest, mentre negli anni successivi c’è un avvicinamento alle tendenze delle altre aree geografiche. Dalle analisi appena descritte è emerso in primo luogo una netta differenza fra maschi e femmine nella probabilità di sopravvivenza all’evento nascita del primo figlio. In secondo luogo considerando le coorti si è visto come nelle diverse età la probabilità cambi e in particolare come l’andamento delle coorti segua un andamento a U. Per quanto riguarda lo stato civile, la probabilità di esperire l’evento è minima per coloro che sono singoli. Le differenze di probabilità per aree geografiche sono blande, tuttavia si riscontano solamente nelle età dei 20 e 25 anni.

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3 ETÀ ALLA NASCITA DEL PRIMO FIGLIO: UN MODELLO ESPLICATIVO.

Dopo aver tracciato un quadro descrittivo del fenomeno relativo all’età della nascita del primo figlio si costruirà un modello che guardi a tutte le variabili prese in considerazione in precedenza. In questo modo verrà analizzata l’influenza delle diverse covariate sulla probabilità di esperire l’evento nel tempo. Le variabili prese in considerazione sono riportate in Tabella 8

Tabella 8 Variabili considerate nel modello di cox-regression con relative modalità.

sesso Maschio

Femmina

coorte di nascita fino al 1927

28-37

38-47

48-57

58-67

68-78

zona di residenza Nord-Ovest

Nord-Est

Centro

Sud

Isole

livello di istruzione elementari

medie

diploma

laurea

Stato civile singolo

sposato

In Tabella 8 vengono riportati i coefficienti di regressione B relativi alle covariate prese in considerazione nell’analisi in cui la variabile dipendente è aver esperito l’evento in questione, la nascita del primo figlio, e il tempo considerato è l’età dell’individuo al momento in cui è successo l’evento. Si riporta inoltre il valore dell’odds ratio Exp(B) e il relativo p-value riferito al test di Wald sulla significatività dei coefficienti B rispetto alla categoria di riferimento. Si può osservare dal modello per prima cosa come a parità di altre condizioni le donne hanno una probabilità maggiore di esperire l’evento nel tempo t. Il modello conferma quindi come la velocità per esperire l’evento è diversa per maschi e femmine. Per quanto riguarda l’effetto coorte la tendenza in questo caso mostra un andamento anomalo per l’ultima coorte che presenta una probabilità di rischio nel tempo t di gran lunga maggiore. questo è dovuto al fatto che tra i nati tra il 68-78, coloro che hanno esperito l’evento hanno per forza un’età inferiore ai 30 anni visto che i dati sono stati raccolti nel ‘97. in questo modo considerando la stessa probabilità, le coorti più giovani esperiscono ad un’età inferiore l’evento. L’effetto coorte verrà quindi tenuto in

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considerazione successivamente tramite l’interazione tra coorte di nascita e livello di istruzione.

Tabella 9 Modello di cox-regression.

B Exp(B) Sig.

Sesso (rif. maschio)

Femmina 0,456 1,578 0,000

Zona di residenza (rif. Nord ovest)

Nord-Est -0,036 0,964 0,331

Centro 0,079 1,082 0,036

Sud 0,082 1,085 0,011

Isole 0,150 1,162 0,000

Coorte di nascita (rif. 28-37)

fino al 1927 -0,030 0,970 0,550

38-47 0,266 1,305 0,000

48-57 0,501 1,651 0,000

58-67 0,539 1,715 0,000

68-78 1,213 3,363 0,000

Stato civile (rif. Singolo)

sposato 2,813 16,659 0,000

educazione (rif. elementari)

medie -0,183 0,833 0,017

diploma -0,315 0,730 0,001

laurea -0,368 0,692 0,027

Interazione coorte di nascita *educazione

fino al 1927*medie -0,075 0,927 0,527

38-47 *medie 0,022 1,022 0,820

48-57 *medie -0,100 0,905 0,312

58-67*medie -0,210 0,811 0,088

68-78 *medie -0,564 0,569 0,003

fino al 1927*diploma -0,072 0,931 0,668

38-47 * diploma -0,129 0,879 0,290

48-57 * diploma -0,194 0,824 0,108

58-67 * diploma -0,488 0,614 0,001

68-78 * diploma -1,101 0,333 0,000

fino al 1927 *laurea 0,157 1,170 0,519

38-47 * laurea -0,245 0,783 0,218

48-57 * laurea -0,417 0,659 0,028

58-67 * laurea -0,726 0,484 0,001

68-78 * laurea -1,220 0,295 0,001

Osservando il modello è possibile vedere come il livello di istruzione, a parità di altre condizioni influenza significativamente la probabilità di rischio. Si può vedere come siano coloro che hanno un titolo di studio elevato ad avere minore probabilità di esperire l’evento. anche in questo caso viene riconfermata l’ipotesi che vede prima di tutto l’educazione il fattore che rallenta la velocità di esperire l’evento. Anche lo stato civile ha una notevole influenza sulla probabilità di rischio come effettivamente era emerso in precedenza. Il vivere in coppia è quindi una condizione quasi totalmente necessaria per raggiungere la condizione di genitore.

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Per quanto riguarda le zone geografiche, a parità di altre condizioni c’è una differenza significativa tra Nord Ovest e le altre zone del Centro del Sud Italia e delle Isole. Questo sta ad indicare che in condizioni socio culturali uguali una donna del Sud e delle Isole ha maggiore probabilità nel tempo t di esperire l’evento. Con l’interazione il modello mostra quale sia l’influenza della coorte a parità di altre condizioni. Si può osservare che tra coloro che hanno frequentato la scuola dell’obbligo per le ultime due coorti c’è sempre un rischio minore di esperire l’evento. Stesso andamento per il diploma e la laurea, questo indica che è presente significativamente un effetto coorte che a grandi linee vede per i più giovani una diminuzione della probabilità di esperire l’evento qualunque sia il loro titolo di studio. Si vedrà ora attraverso diversi modelli quali sono le tendenze delle coorti e delle altre variabili a parità di livello di istruzione. Per evitare dei risultati distorti dovuti alla presenza dell’ultima coorte di nascita 68-78 e già esposti in precedenza, l’analisi continuerà senza quest’ultima coorte. I risultati dei modelli di cox-regression sono riportati in Tabella 10.

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Tabella 10 Modelli di cox-regression per i diversi livelli di istruzione.

elementari medie diploma laurea

B Sig. Exp(B) B Sig. Exp(B) B Sig. Exp(B) B Sig. Exp(B) Sesso (rif. maschio)

femmina 0,494 0,000 1,639 0,434 0,000 1,544 0,427 0,000 1,532 0,376 0,0001,456 Coorte (fino al 1927)

28-37 0,024 0,639 1,024 0,103 0,338 1,109 0,112 0,484 1,119 -0,118 0,6220,889

38-47 0,263 0,000 1,301 0,393 0,000 1,481 0,278 0,055 1,321 -0,088 0,6640,916

48-57 0,500 0,000 1,648 0,505 0,000 1,658 0,451 0,001 1,570 0,030 0,8781,030

58-67 0,552 0,000 1,737 0,443 0,000 1,557 0,198 0,156 1,219 -0,224 0,2700,800

Stato civile (rif. Sposato) singolo -2,938 0,000 0,053 -2,673 0,000 0,069 -2,927 0,000 0,054 -2,811 0,0000,060

Zona di residenza (rif. Nord ovest)

Nord-Est -0,010 0,869 0,990 -0,061 0,343 0,941 -0,068 0,450 0,934 -0,116 0,4810,891

Centro 0,124 0,035 1,132 0,099 0,143 1,105 -0,014 0,878 0,987 -0,047 0,7440,954

Sud 0,054 0,298 1,055 0,115 0,046 1,122 0,030 0,681 1,031 0,169 0,1841,184

Isole 0,169 0,018 1,184 0,096 0,215 1,100 0,114 0,242 1,121 0,067 0,6761,070

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Comparando i diversi modelli è possibile vedere come l’effetto genere sia sempre significativo ma il coefficiente di regressione per le donne che hanno la laurea è inferiore rispetto alle donne con gli altri titoli di studio. Questo conferma che se si è donne con la laurea a parità di altre condizioni si ha una probabilità di rischio nel tempo t minore. Per quanto riguarda le coorti possiamo vedere come per chi possiede il titolo elementare a coorti recenti corrisponde anche una maggiore probabilità di esperire l’evento. Questo indica che per le ultime coorti prese in considerazione la velocità di esperire l’evento resta alta e si stabilizza senza notevoli cambiamenti. Effetto diverso si ha per il livello di istruzione relativo alle scuole medie. In questo caso infatti si riscontra che la coorte ad avere una velocità maggiore per esperire l’evento è quella dei nati tra il 48 e il 57, il periodo quindi del boom economico. Successivamente invece si riscontra una diminuzione nella probabilità di rischio nello stesso tempo t. Questa tendenza di diminuzione della probabilità di esperire l’evento è comunque ancora bassa mentre diventa evidente per coloro che possiedono il diploma. Anche in questo caso si ha per la coorte del boom economico una maggiore velocità di esperire l’evento visto il coefficiente positivo e significativo, mentre la coorte successiva vede una forte diminuzione del rischio anche se non significativamente differente rispetto alla coorte di riferimento. Anche per la laurea si può cogliere la stessa tendenza a U anche se le differenze tra le coorti non risultano essere significative. Visti i valori dei coefficienti di regressione la probabilità di rischio nel tempo t comunque sempre bassa per i laureati di tutte le coorti di nascita. L’effetto a U delle coorti emerge in maniera evidente solo per coloro che possiedono diploma o laurea. Per quanto riguarda la zona geografica di residenza le uniche differenze significative si riscontrano per i titoli di studio più basso. Infatti per chi possiede diploma o laurea i coefficienti di regressione risultano essere non significativi, quindi chi possiede un livello di istruzione elevato ha la stessa velocità di esperire l’evento sia che abiti al Nord o al Sud d’Italia.

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1 A. Bagnasco, M. Barbagli, A. Cavalli, Corso di sociologia, cap. XIII, il Mulino, Bologna, 1997 1 N. Federici, Procreazione, famiglia, lavoro della donna, Loescher, Torino, 1984 F. Bernardi, Donne fra famiglia e carriera, Franco Angeli, Milano, 1999