De cadenas migratorias a aventuras individuales: el papel de las familias en las migraciones interregionales en España

Verónica de Miguel-Luken, Universidad de Málaga

Joaquín Recaño, Universitat Autònoma de Barcelona, Centre d’Estudis Demogràfics

Resumen

A pesar de la existencia de literatura que incide en la importancia de la familia en la toma de decisiones y en las estrategias migratorias, son escasas las contribuciones que, para las migraciones internas, se han centrado en el caso español. A partir de la definición de tres tipos de emigración (familiar, en cadena y en solitario), en el siguiente trabajo se analizan las migraciones interregionales con respecto a la familia con datos de la Encuesta Sociodemográfica de 1991. Los resultados muestran como las condiciones más adversas suelen favorecer la emigración en cadena, mientras que las más favorables aumentan la probabilidad de la realizada de forma individual. La emigración familiar, por su parte, estaría más afectada por la etapa del ciclo de vida. En términos geográficos, y aun controlando las variables individuales, se distingue una España septentrional, donde la emigración en cadena y la individual están sobrerrepresentadas, y una España meridional, con mayor impacto relativo de la emigración familiar.

Palabras clave: migraciones internas; familia; Encuesta Sociodemográfica 1991; España; siglo XX

From Migratory Chains to Individual Journeys: The Role of Families in Interregional Migration in Spain

Abstract

Despite the existence of literature emphasizing the importance of the family in decision-making and migration strategies, there are few contributions that focus on the Spanish case for internal migrations. Based on the definition of three types of migration (family, chain, and individual), this paper analyzes interregional migrations, with regards to the family, using data from the 1991 Sociodemographic Survey. The results show that more adverse conditions tend to favor chain migration, while more favorable conditions increase the probability of individual migration. Family migration, on the other hand, is more affected by the life cycle stage. Geographically, and even when controlling for individual variables, a distinction can be made between northern Spain, where chain and individual migration are overrepresented, and southern Spain, where family migration has a relatively greater impact.

Key words: internal migration; family; Sociodemographic Survey 1991; Spain; 20th century

Fecha de recepción del original: 24 de octubre de 2024; version final: 24 de abril de 2025.

- Verónica de Miguel-Luken, Departamento Derecho del Estado y Sociología, Universidad de Málaga. E-mail: vdmiguel@uma.es; ORCID ID: https://orcid.org/0000-0003-0092-314X.

- Joaquín Recaño, Universitat Autònoma de Barcelona, Departamento de Geografía, Centre d’Estudis Demogràfics. E-mail: joaquin.recano@uab.es; ORCID ID: https://orcid.org/0000-0002-7105-5768.

De cadenas migratorias a aventuras individuales: el papel de las familias en las migraciones interregionales en España

Verónica de Miguel-Luken, Universidad de Málaga

Joaquín Recaño, Universitat Autònoma de Barcelona, Centre d’Estudis Demogràfics

Introducción

La población en España que reside en una Comunidad Autónoma (C.A.) distinta de la de nacimiento ha decrecido desde 1991 hasta la actualidad. Así, según el Censo de 1991, 7.220.918 personas se encontraban en esta situación, representando un 18,6 % de la población total residente y un 19,0 % de los nacidos en España. Estas cifras se han ido reduciendo en los últimos treinta años, de manera que el último Censo de 2021 sitúa en 6.583.845 las personas que no viven en la comunidad en la que nacieron, siendo un 13,9 % de la población total y un 16,4 % de la nacida en España. La distribución poblacional en 1991 reflejaba, además, el resultado de los intensos flujos migratorios internos experimentados fundamentalmente entre 1950 y 1981 en una España afectada por enormes desigualdades territoriales.

Si bien numerosas investigaciones han recogido la evolución y la distribución de dichas migraciones internas en España a lo largo del siglo XX, desde un punto de vista mayoritariamente descriptivo, son menos las que han tratado de encontrar elementos explicativos de esta movilidad y, aún más escasas, las que lo han hecho teniendo en cuenta la dimensión familiar. Las limitaciones de información han condicionado la producción sobre las migraciones desde la perspectiva cuantitativa agregada, primando los estudios que interpretaban la dirección e intensidad de los flujos a través de variables fundamentalmente económicas, como las tasas de desempleo, los ingresos, etc. (Ahn, de la Rica et al., 1999; Antolín, 1995; Antolín y Bover, 1997; Bentolila y Dolado, 1991; Ródenas y Martí, 1997; Santillana del Barrio, 1982, 1986; Serrano 1995). La presión demográfica como argumento (o su refutación), así como el análisis de las consecuencias demográficas de la migración sobre el movimiento natural, han estado también presentes en otras publicaciones (Arango, 1976; Cabré, Devolver y Pujadas, 1986; Cabré, Moreno et al. 1985; Cardelús, Pascual de Sans et al., 1999; Carvajal Gutiérrez, 1987; Pujadas Rúbies, 1982; Recaño, 2023). Con menor frecuencia, algunos autores incluso sugirieron la influencia de variables climáticas, políticas o de oferta de vivienda en la explicación de las migraciones internas (Ródenas Calatayud 1994). Finalmente, otras aportaciones indagaron sobre las motivaciones y circunstancias de la migración y de los procesos de asentamiento, profundizando sobre las mismas desde un punto de vista cualitativo y en escalas principalmente locales (Candel, 1967; Botey Vallès, 1980; Comas d’Argemir y Pujadas-Muñoz, 1991). A pesar de las numerosas aportaciones bibliográficas sobre las migraciones internas en España, el papel de las familias y de los hogares ha recogido pocas contribuciones.

Sin embargo, la Encuesta Sociodemográfica de 1991 (ES 1991), poco explotada pese a la riqueza de información que proporciona, permite aportar una nueva perspectiva al análisis de las migraciones interregionales con respecto a la familia, al incorporar información sobre el lugar de residencia de progenitores, hermanos e hijos en relación con el de quien responde la encuesta (a partir de ahora, ego) y el momento de cese de la convivencia con cada uno. Es decir, sabemos con quiénes convivía ego en el momento que realizó cada movimiento migratorio a lo largo de su vida hasta el momento de confección de la encuesta en 1991.

Conocer cuáles fueron las dinámicas de migración en relación con los miembros de la familia es relevante, por lo que la mayor o menor presencia de allegados en el destino implica en términos de arraigo y desplazamientos futuros (mayor o menor propensión al retorno, por ejemplo) (Recaño, 2015), así como en términos de sentido de comunidad y procesos identitarios en el destino (Barruti, 1990; Comas d’Argemir y Pujadas-Muñoz, 1991).

El objetivo de este trabajo es proponer factores que expliquen la elección de una u otra estrategia familiar de emigración interregional entre la población que protagonizó los flujos más intensos del pasado siglo, teniendo en cuenta la temporalidad de los desplazamientos migratorios de los otros miembros de la familia.

Entender los procesos migratorios de nuestra historia reciente permite comprender mejor las complejas sociedades actuales en los principales destinos de aquella emigración eminentemente rural y laboral y aportar claves para la interpretación de las migraciones internas actuales que experimentan, no solo las personas nacidas en España, sino también las nacidas en el extranjero.

Marco teórico

Familia y migraciones internas

A las primeras corrientes teóricas de naturaleza gravitacional que intentaron explicar los movimientos migratorios (Ravenstein, 1889; Stouffer, 1940; Anderson, 1955; Lee, 1966) se adhirieron progresivamente enfoques de tipo macro, fundamentados principalmente en la motivación laboral como casi única causa de la emigración y en los desequilibrios demográficos y económicos entre regiones de origen y destino. También, pero en menor medida, se incorporaron elementos como la distancia o las barreras legales en la interpretación de la movilidad. Con posterioridad, en los años sesenta del s. XX (aunque con el precedente del trabajo de Rossi en 1955), se inició una corriente que cuestionó el corpus teórico desarrollado hasta el momento desde la perspectiva macro y que buscó elementos a nivel individual para entender los procesos de selección de emigrantes y la toma de decisiones. La Nueva Economía de las Migraciones introdujo la familia y el ciclo de vida en la ecuación: la movilidad afecta al grupo y, consecuentemente, las negociaciones y decisiones sobre la misma se toman en el seno de la familia (Arango, 1985; Massey, Arango et al., 1993; Stark y Bloom, 1985).

Dicho interés por conocer el rol de la familia en las migraciones interiores agrupó a cierto número de investigadores alrededor de la cuestión (Rossi 1955; Litwak 1960; Tilly, Brown 1967). Estos rebatieron la idea preconcebida de que la migración desunía a la familia y era reflejo de la pérdida de peso de la misma como institución social, y resaltaron la importancia de las estrategias migratorias adoptadas en la misma, además de los vínculos de soporte y ayuda mantenidos en la distancia en una doble dirección. La movilidad de alguno o algunos miembros de la red constituía una opción que buscaba la ganancia del conjunto por encima de la del individuo. El interés por la familia como unidad de análisis para entender mejor la migración se fue asentando en el mundo académico (Choldin, 1973; Courgeau, 1979; Mincer, 1978). La emigración se convierte, así, en un asunto de familia (Ryder 1978). Stark (1993) fue uno de los principales impulsores de esta perspectiva epistemológica. El autor enfatizó el concepto de interdependencia mutua y definió el comportamiento de los migrantes individuales en el mercado receptor no solo en función de sus niveles de cualificación y dotaciones (como en la teoría del capital humano), sino también en función de las preferencias y limitaciones de las familias que permanecían en el origen.

En España, no ha sido excesivamente prolífica la producción sobre la relación entre migraciones internas y familia. Rocío García Abad (2001, 2002), aunque abordando la emigración de corta y media distancia hacia el País Vasco a finales del XIX y principios del XX, rompió con el estereotipo de emigrante varón, joven, soltero, muy pobre y analfabeto, y resaltó por el contrario la notoria participación de la mujer en la iniciación de las cadenas y la intensa emigración familiar (que calcula aproximadamente en un 65 %). Para la misma época y también para el País Vasco, Arbaiza Villalonga (1998) destacó el peso femenino en la movilidad, asociado fundamentalmente a la emigración de toda la unidad familiar. Las estrategias migratorias familiares fueron en esta época mucho más predominantes que en las migraciones preindustriales de carácter eminentemente individual. Recaño (2015) coincide en el carácter marcadamente familiar de las migraciones de corta distancia, mientras que en los movimientos migratorios entre regiones tuvieron más cabida las “aventuras individuales”.

El caso concreto de los andaluces en Cataluña atrajo durante mucho tiempo la atención de investigadores de distintas disciplinas (Martín, 1998; Recaño, 1995; Solé 1981a, 1981b). Esta emigración tuvo con frecuencia un carácter familiar (Barruti 1990; Egea Jiménez y Rodríguez Rodríguez 2002; Puig i Valls, 1995; Recaño, 2002; Rosas Feijóo, 1999; Solana Solana, 2003), la unidad familiar imperó sobre los demás grupos sociales (Martín Díaz 1991) y, aunque a menudo emigró primero el hombre que, una vez conseguido empleo y vivienda, promovió la emigración de reagrupación de mujer e hijos (Barruti 1990; Botey Vallès 1980; Comas D’argemir et al. 1990; Puig i Valls 1995), la emigración simultánea de toda la unidad doméstica también fue relevante (Pujadas 1990).

En otros contextos, Pérez Díaz (1989), por ejemplo, destacó el carácter familiar y definitivo de la emigración desde Extremadura, mientras que Bel Adell (1975), para la emigración murciana, concluyó que entre 1963 y 1973 aproximadamente un 30 % de la población emigrante murciana tenía menos de 15 años, mientras que el porcentaje de no solteros ascendía a un 46 %. Ambas cifras daban indicios de la importancia de la emigración de arrastre (consecuentemente familiar o en cadena) desde esta Comunidad Autónoma. Para el caso alicantino como destino, Quiñonero Fernández (1989) relacionó segregación residencial y perfiles de inmigrantes, de manera que a los barrios más acomodados llegaban familias consolidadas, mientras que los matrimonios jóvenes o familias con pocos hijos conformaban el perfil más frecuente en los barrios obreros.

Para el conjunto de España, y con datos censales del mismo año que la ES, 1991, Recaño (2015) analizó la movilidad interregional de las parejas y obtuvo que eran aquellas con hijos emancipados las que más probabilidad tenían de haber emigrado. Sugirió que dicha descendencia podía haberles precedido en el cambio de región, o que podía tratarse de un retorno efectuado únicamente por la pareja. Cuando incorporó características de los hijos en los modelos, descubrió que aquellas parejas con menor propensión a la emigración de retorno eran las que tenían hijos ocupados y/o menores de 16 años, así como hijos nacidos en la C. A. de residencia, lo que se explicaría por una cuestión de arraigo residencial.

El impacto de las cadenas migratorias sobre la segregación espacial fue también objeto de atención en la literatura académica sobre las migraciones internas en España (García Abad, 2001; Recaño, 2002). De nuevo, más profusamente para el caso catalán, hay autores que ya alertaron de las posibles consecuencias de dicha segregación sobre la convivencia social o la desintegración con respecto al resto de enclaves urbanos (Botey 2003, Pujadas 1990), cuestión que, para la inmigración extranjera en la actualidad, sigue constituyendo un debate clave. Miret (2003), por ejemplo, situaba en un 87 % el porcentaje de vecinos de Ciudad Badía (Badia del Vallès, Barcelona) que habían nacido fuera de Cataluña.

Tras la crisis económica de los setenta, el retorno nutrió una buena parte de los movimientos interregionales. En el estudio de este tipo específico de migración, Recaño, (1998b, 1999) trató a la familia como unidad de análisis y propuso distintas tipologías en función de las migraciones independientes o dependientes de otros miembros de la familia. De hecho, el retorno, cuando se producía en edades adultas jóvenes, como ocurrió más a menudo de lo que en ocasiones se tiende a pensar (Cardelús y Pascual de Sans, 1989; Pascual de Sans y Cardelús, 1990; Recaño, 1998b, 1999), tenía un fuerte carácter familiar, dada la presencia de descendencia aún no emancipada en el hogar, que había nacido en la región de destino a la que se habían dirigido los progenitores emigrantes que retornaban a sus lugares de nacimiento. Medir correctamente el efecto cuantitativo de los procesos de retorno implica consecuentemente tomar como unidad de análisis el hogar (Recaño, 2010). Los hogares que se formaron con anterioridad a la llegada a la región de destino tenían mayor propensión al retorno, mientras que aquellos que se formaron tras la emigración de alguno de los progenitores en solitario tenían menor probabilidad de retornar (Recaño, 2010).

Algunos condicionantes sociodemográficos de las estrategias de emigración familiar

Pese a que hasta hace pocas décadas la perspectiva de género apenas se aplicaba en las investigaciones sobre la migración, en lo que respecta a la manera de efectuarse la emigración con relación a la familia, algunos autores descubrieron diferencias interesantes. En la emigración desde España hacia el extranjero y a la de retorno desde el exterior, Pascual y Cardelús (1990) constataron que en el desplazamiento de ida la mujer emigraba más a menudo con toda la unidad familiar, pero en el desplazamiento de retorno, a pesar de no ser en general la situación más habitual, para ellas coincidía con mayor frecuencia con una etapa de ruptura (separación, emancipación, etc.). Recaño (1998b), también para la movilidad de retorno, pero en su caso interna, observó un peso más acusado del retorno a la comunidad de origen del marido, cuando ambos no compartían lugar de origen, o una menor inclinación al retorno cuando el marido era originario de la comunidad autónoma de residencia, que en el supuesto contrario. De forma análoga, y para cualquier tipo de movilidad interregional llevada a cabo en el último año, concluyó que las parejas con inmigrantes que tenían hijos nacidos en la C. A. de alguno de los progenitores tenían más probabilidad de emigrar, sobre todo si estos hijos habían nacido en la región de origen del padre (Recaño, 2015). Es posible que, aunque la distribución final de los familiares en el momento de la entrevista no variara apenas según sexo, la emigración femenina estuviese más a menudo asociada con una mayor implicación familiar en el proceso.

La disponibilidad de resortes en el destino reduce los costes instrumentales y emocionales asociados a la emigración. Por tanto, aquellas personas que contasen con mejores condiciones económicas y de capital humano de partida no valorarían de la misma manera la alternativa de instalarse donde ya residían conocidos. El capital humano, siempre que pueda competir justamente en el destino, actuaría como inhibidor del desarrollo de las cadenas migratorias (Comas d’Argemir y Pujadas Muñoz, 1991; Domingo Pérez y Viruela Martínez, 2001; Portes y Sensenbrenner, 1993). En este sentido, Root y De Jong (1991), para un contexto internacional, mostraron como un mayor nivel de estudios aumentaba la probabilidad de que emigraran solo algunos miembros de la familia frente a que lo hiciera toda la unidad.

En el caso español, no obstante, se hallan resultados contradictorios, en lo que se refiere al modo familiar de emigración, más que a la geografía del parentesco que se origina tras él. Para la emigración de media y corta distancia relacionada con la primera fase del proceso de industrialización vasco, Arbaiza Villalonga (1998) sugirió que era precisamente la emigración familiar, la que movilizaba a toda la unidad, la que había prevalecido entre los inmigrantes de mayor cualificación (coherente con lo que, en un contexto totalmente diferente, señalaban Borjas y Bronars 1991). La explicación se basaba en que eran estos los mejor posicionados para enfrentarse al mayor riesgo de desplazarse con personas dependientes. Beltrán Tapia y de Miguel Salanova (2017), por su parte, y refiriéndose a la emigración de finales del XIX y principios del XX, señalaban que la selección positiva de los emigrantes en cuanto a nivel académico era principalmente visible en los pioneros, pero el efecto de las cadenas migratorias iba atenuando dicha influencia positiva, dando lugar con posterioridad a la movilidad de personas menos formadas. Este resultado es más evidente en los procesos de emigración en cadena vinculados a la migración internacional (Gurak y Caces, 1992; Haug, 2008).

Recaño (2015), en su análisis sobre la migración en el último año de parejas casadas, encontró que eran aquellas donde los cónyuges tenían estudios universitarios las que mayor probabilidad tenían de haber efectuado una migración interregional y de corta distancia entre 1990 y 1991. Sin embargo, este efecto se diluía cuando incorporaba variables explicativas sobre los hijos.

Por otra parte, la familia no se entiende, ni se articula de la misma manera, ni hace frente a los retos utilizando las mismas estrategias en los diferentes contextos culturales en España (Recaño, 2015). Los modelos más patriarcales o matriarcales, las estructuras de los hogares, las pautas de emancipación, los roles en los cuidados de menores y personas ancianas, la distribución de la propiedad de la tierra y las fórmulas de reparto de herencia han influido tradicionalmente sobre las estrategias familiares adoptadas en la emigración. Los calendarios de emancipación, por ejemplo, han diferido considerablemente en las distintas regiones españolas, con una zona atlántica e Islas Canarias de abandono del nido más tardío, un levante más precoz, un área central de comportamiento más cercano a la media nacional y una Andalucía dividida entre una pauta más mediterránea y otra más próxima al modelo de interior (Holdsworth, 1998; Holdsworth, Voas et al., 2002; Jurado Guerrerro, 1997; Miret Gamundi, 2005). Holdsworth (1998), de hecho, comprobó como en mayor proporción que en otras regiones españolas, la emigración desde Galicia constituía un motivo de emancipación del hogar paterno.

La forma en que las familias monoparentales se enfrentan al cuidado de sus menores cambia también según Comunidad Autónoma de referencia, de manera que, por ejemplo, en Andalucía eran más frecuentes los hogares compartidos y las madres solteras recurrían más a menudo al apoyo de las abuelas, mientras que en Cataluña o Madrid disminuía la participación de este tipo de convivencia más acorde con las sociedades tradicionales (Fernández Cordón y Tobío Soler 1998). Montserrat Solsona y Rocío Treviño (1990) realizaron una propuesta de modelización del territorio en función de las estructuras familiares predominantes, distinguiendo una zona norte que cruzaba de oeste a este, con un complejo modelo tradicional; una zona compuesta de la Andalucía Occidental, donde las familias de estructura compleja destacaban en el medio urbano; el resto de Andalucía, junto con el resto del mediterráneo (excepto el norte de Cataluña) y otras dinámicas provincias de interior, donde la formación de familias simples estaba ligada al sistema de herencia divisible y, finalmente, un modelo nuclear castellano, presente en la mayoría del interior en la parte septentrional de la península. Si bien la tendencia actual es hacia la progresiva atenuación de las divergencias observadas a escala territorial, en la época más afectada por los flujos migratorios internos todavía estaban muy presentes.

Por otra parte, la gestión del patrimonio y las prácticas sucesorias van indisolublemente ligadas a la forma en que las relaciones de parentesco establecen sus vínculos e incluso a la forma en que escogen sus lugares de residencia. Reher (1996), por ejemplo, relacionó distintas prácticas de migración o de sedentarismo de acuerdo con los tipos de herencia, mostrando que cuando regía el sistema de heredero único (caso de la Navarra o la Cataluña históricas) la necesidad de situar al resto de la descendencia, para asegurar su futuro, a menudo implicaba la emigración del campo a la ciudad, mientras que con la herencia divisible (como en Castilla) las necesidades cubiertas por la solidaridad familiar tenían como principal consecuencia la residencia próxima de los miembros de la red. Cabré (1999) llegó incluso a relacionar estas prácticas sucesorias con las estrategias matrimoniales y la participación en ellas de la población inmigrante en Cataluña.

Hipótesis

De acuerdo con la literatura académica y los objetivos perseguidos en esta investigación, se plantean las siguientes hipótesis:

H1. Sexo: La mujer emigra de forma independiente de forma menos frecuente que el hombre.

H2. Estado civil: Entre jóvenes solteros/as, el efecto de la variable sexo no se espera que sea significativo. Sin embargo, en el caso de los emigrantes casados, es probable hallar una emigración familiar más femenina que masculina, como se ha comprobado en estudios anteriores.

H3. Familia 1: La emigración de personas con padre y/o madre nacido/a en otra C. A. se producirá más frecuentemente de forma familiar, consecuencia de una mayor frecuencia de emigración de arrastre por retorno, y menos de forma desvinculada.

H4. Familia 2: Las personas con rangos de nacimiento intermedios entre sus hermanos serán los más propensos a la emigración en cadena porque pueden verse arrastrados por hermanos de menor rango, es decir de más edad, que hayan protagonizado una emigración individual.

H5. Familia 3. Cuanto mayor el tamaño de la familia, menor es la probabilidad de haber emigrado de forma desvinculada.

H6. Año de emigración: La emigración en la época desarrollista, comprendida aproximadamente entre 1960 y 1975, estará más vinculada a estrategias familiares o en cadena, dado a un efecto llamada más acusado que en tiempos de recesión económica.

H7. Nivel de estudios y motivo de la emigración: Las condiciones de partida del individuo se contemplan a través del nivel de estudios y la motivación para emigrar. Cuanto más desfavorables sean las mismas, mayor será la utilidad de activar los nexos de la red familiar en el destino. Por tanto, un menor nivel de estudios y la declaración de búsqueda de empleo como la principal causa de la emigración estarán asociados con una mayor emigración en cadena, que es el modelo que de forma más efectiva minimiza los riesgos asociados a la movilidad.

H8. Municipio de nacimiento: Las menores o mayores dificultades que afronta la persona emigrada (y, por tanto, la menor o mayor necesidad de apoyo) también se pueden contemplar en términos de diferencias entre los contextos emisor y receptor (por ejemplo, mayores diferencias esperables en las relaciones familiares y en la forma de vida entre el mundo rural y urbano, que dificulte los procesos de inserción de la población emigrada desde entornos más rurales) o la distancia recorrida en la migración. Por tanto, cuanto menor es el tamaño del municipio de nacimiento mayor es la implicación de las cadenas y redes migratorias de parentesco.

H9. C. A. de origen: El hecho de proceder de una C. A. limítrofe a la de residencia incidirá en una menor propensión a la emigración en cadena, y una mayor probabilidad de emigración desvinculada. Es decir, una menor distancia del movimiento migratorio propicia las migraciones no familiares.

Una vez planteadas las hipótesis de nuestra investigación, pasamos a describir las fuentes y metodología empleadas.

Fuentes y metodología

Encuesta Sociodemográfica 1991

La fuente principal empleada para este artículo es la Encuesta Sociodemográfica de 1991, elaborada por el Instituto Nacional de Estadística. Esta encuesta, de carácter retrospectivo, recoge información extensa sobre la migración interna de la población española que protagonizó los intensos flujos internos de la segunda mitad del siglo XX en España. Además, permite relacionarla con los desplazamientos geográficos de los parientes más cercanos y realizar una aproximación a la dimensión familiar de las migraciones. Basada en la ‘triple biographie’ francesa (Courgeau, 1999), contiene variables sobre año de cese de la convivencia, así como de la emigración experimentada por la persona entrevistada respecto de sus familiares. Entre las limitaciones principales de la fuente se encuentra el hecho de que el lugar de nacimiento y de residencia de los parientes por los que se pregunta se establecen en función de los de quien responde el cuestionario.

El universo de estudio está formado por personas de nacionalidad española de 10 años o más que residen en viviendas familiares o alojamientos fijos en España. A partir de un diseño muestral polietápico se alcanza una muestra probabilística de 159.154 individuos, si bien en esta investigación se reduce a 19.254 personas emancipadas que solo han efectuado un cambio de Comunidad Autónoma de residencia.

No se ha vuelto a realizar ninguna otra Encuesta Sociodemográfica como la de 1991 para el conjunto de España, lo que ha impedido cualquier opción de comparación con otro momento de tiempo.

Otras fuentes

Para las variables a nivel macro, se han considerado otras fuentes de datos secundarios. Así, del Censo de 19601 se ha obtenido el porcentaje de población analfabeta en 1960, así como se ha usado, junto con el Anuario Estadístico de 19612 (también del INE), para el cálculo del número de médicos por cada mil habitantes. El Censo de 1970 y los datos de Reher (1996) se han empleado para obtener el porcentaje de hogares con estructura múltiple. Finalmente, el porcentaje de empleo agrario sobre el total de empleo en 1960 se recoge de Alcaide Inchausti (2003).

Metodología

Variable dependiente

La variable a explicar refleja el modo de emigración experimentado con respecto a la familia, y consta de tres categorías: emigración en cadena, emigración familiar y emigración desvinculada o en solitario (una cuarta categoría residual, emigración mixta-desvinculada, representa a una escasa población y se ha eliminado de los análisis). La secuenciación de la movilidad de los parientes que da lugar a esta propuesta se analiza para las personas emancipadas en el momento de la entrevista que únicamente han realizado un cambio de C. A. (un 72,9 % de la población de las personas emancipadas que residen en una C. A. distinta de la de nacimiento)3.

Para crear esta variable, se relaciona la movilidad de la persona entrevistada con el cese de la convivencia de esta con cada uno de los familiares tenidos en cuenta, así como sus años de nacimiento. Se compara, por tanto, el año en que se produce la finalización de la corresidencia con el año en que se efectúa el cambio de CA, para padres, hermanos/as, hijos/as. En lo que se refiere a los hermanos y los hijos se observarán, lógicamente, aquellos nacidos con anterioridad al movimiento migratorio de ego. Además, se contrasta esta información con la respuesta proporcionada por la persona entrevistada a la pregunta de la ES 1991 sobre el tipo de emigración en relación con la familia (“emigró con toda la familia con la que convivía”, “parte de la familia con la que convivía”, “solo”).

Las categorías, por tanto, quedan definidas de la siguiente manera:

- Emigración en cadena: cuando alguna persona de la red familiar considerada (padres, hermanos/as, hijos/as) reside en la misma C. A. que ego, habiéndose producido la movilidad de ambos cuando ya pertenecían a unidades familiares independientes. Se considera que ha habido, en uno u otro sentido, un “efecto llamada” con respecto, como mínimo, a un hermano/a, hijo/a o uno de los progenitores.

Quedan así recogidos en ‘emigración familiar’ aquellos que se desplazan con todos los miembros de la unidad familiar sin que haya en el destino, o se reúnan posteriormente, otros parientes (padres, hermanos, hijos) de unidades familiares independientes.

- Emigración familiar: cuando el cese de la convivencia, o no se ha producido aun o, si se ha originado, ha sido con posterioridad al cambio de CA. Ego ha emigrado con toda la familia de convivencia, de manera que la emigración se realiza como conjunto de miembros de un mismo hogar.

Una persona que haya emigrado con su cónyuge e hijos, es decir, con su unidad familiar completa, pero que cuente con algún pariente de otra unidad familiar independiente, como un hermano o uno de los padres, en el destino, se ha contabilizado como emigrante en cadena. Operacionalizado de esta manera, se puede considerar subestimada la emigración familiar, porque se ha priorizado la existencia de cadena migratoria.

- Emigración desvinculada: la emigración no está relacionada con la movilidad de ningún otro pariente en el sentido de que la persona no cuenta con padres, hermanos o hijos residiendo previamente en la C. A. a la que se dirige, ni ninguno parece4 haberse unido más tarde a esta en la C. A. de residencia. Esta situación no exime de la posibilidad de haber tenido descendencia y haber ampliado la red en el destino.

Cualquier caso no contemplado en ninguna de las casuísticas anteriores entraría en un grupo residual denominado emigración mixta-desvinculada. La tabla 1 recoge la distribución de la variable dependiente por C. A. de nacimiento, así como los tamaños de la muestra para cada unidad geográfica.

Tabla 1. Distribución porcentual del tipo de emigración familiar según Comunidad Autónoma de nacimiento

	en cadena	familiar	desvinculada	mixta familiar-desvinculada	tamaño muestral
Andalucía	42,0	44,4	11,0	2,6	5.144
Aragón	43,3	36,2	19,3	1,2	803
Asturias	38,0	32,1	26,2	3,7	322
Baleares	22,8	53,3	22,8	1,1	41
Canarias	29,0	33,5	36,9	0,7	65
Cantabria	33,6	37,7	26,6	2,0	308
Castilla-La Mancha	47,5	40,0	10,5	2,0	3.155
Castilla y León	50,3	30,2	16,7	2,7	3.449
Cataluña	21,4	58,2	17,0	3,3	433
Comunidad Valenciana	27,7	40,2	28,7	3,4	523
Extremadura	44,0	42,2	11,4	2,5	1.998
Galicia	42,1	26,9	27,5	3,5	906
Madrid	24,8	42,2	29,9	3,1	596
Murcia	31,3	53,0	13,0	2,7	586
Navarra	31,2	39,1	26,5	3,1	257
País Vasco	23,7	43,1	29,1	4,1	449
La Rioja	35,1	38,5	21,3	5,1	219
Total	42,3	39,8	15,3	2,6	19.254

Fuente: elaboración propia a partir de los datos ponderados de la ES-1991.

Variables independientes a nivel individual

En la escala individual se han considerado las siguientes variables: sexo, estado civil (así como la interacción entre ambas, dado que se espera que las mujeres casadas hayan emigrado en familia con mayor probabilidad que los hombres), nivel de estudios, periodo y motivo de la emigración, número de miembros en la familia, hecho de ser mediano en el orden de hermanos, vivir en una C. A. limítrofe a la de nacimiento, y tener un padre y/o madre nacido/a en una C. A. diferente. La última de estas variables se emplea como proxy para controlar el peso del retorno en la emigración de arrastre.

La generación de nacimiento y la C. A. de residencia se incluyen como variables de control.

Variables de control a nivel provincial

La distribución geográfica de la familia de la población migrante que se observa en España en 1991 arroja considerables diferencias regionales, una vez tenidas en cuenta toda una serie de variables de tipo individual (de Miguel-Luken, 2007). Ello invita a incorporar controles de carácter contextual para analizar las estrategias migratorias que condujeron a dicha distribución final. En particular, se incluye el efecto de los factores relacionados con los servicios disponibles, factores sobre empleo, vivienda, analfabetismo, propiedad de la tierra y estructura de los hogares a escala provincial, resultando como variables significativas y, por tanto, permaneciendo en los modelos las siguientes: la proporción de población analfabeta en 1960, el número de médicos por cada mil habitantes en 1960, la proporción de hogares con estructura múltiple y la proporción de empleo agrario.

Modelos multinivel

Para comparar las tres categorías principales de la variable dependiente, se proponen tres modelos logísticos multinivel:

- emigración familiar frente a emigración en cadena (modelo 1)

- emigración familiar frente a emigración desvinculada (modelo 2)

- emigración en cadena frente a emigración desvinculada (modelo 3).

Los modelos multinivel son adecuados cuando se dispone de datos anidados y se desea incorporar variables explicativas en los distintos niveles en los que se estructuran dichos datos. En los modelos propuestos, se introducen variables a nivel individual (primer nivel) y variables sobre la provincia de nacimiento (segundo nivel). Se excluyen a los migrantes procedentes de Ceuta y Melilla, dada la menor representatividad de estos datos, pero, sobre todo, dada la falta de información referente a estas ciudades autónomas para algunas de las variables de segundo nivel incorporadas en los modelos. No obstante, no se prescinde de las personas que las han escogido como destino.

Se estiman modelos con constante aleatoria (‘random intercept’) usando el programa MlWin (Rasbash, Steele et al. 2004). En concreto, los modelos quedan especificados de la siguiente manera:

(1)

Donde yij es la variable respuesta dicotómica, el subíndice i se refiere a la persona, y el subíndice j a la provincia de nacimiento. es la probabilidad estimada de cada una de las categorías con valor 1 (por ejemplo, la probabilidad estimada de que el modo de emigración haya sido ‘familiar’ en el modelo 1) para la persona i de la provincia j; y eij es el término residual en el nivel 1, correspondiente al individuo. Se llega a los modelos logísticos multinivel a través de la siguiente ecuación (‘log odds’):

(2)

Se parte del modelo vacío (‘empty model’), que es la opción más simple, en la que los log odds dependen únicamente de la media de las probabilidades, sin tener en cuenta ninguna otra variable explicativa. El término u0j se refiere a la desviación aleatoria de esta media para el grupo (provincia, en nuestro caso) j.

Estrategias familiares de emigración según el lugar de nacimiento

La trascendencia de los familiares en las migraciones internas en España queda evidenciada en la distribución de la estrategia emigratoria desarrollada. Así, un 39,8 % de la población estudiada (1.643.674 personas estimadas) efectuaron una emigración interregional de carácter familiar, mientras que para el 42,3 % de los emigrantes la movilidad siguió un proceso en cadena, afectando aproximadamente a 1.749.189 personas. Probablemente, las propias características socioeconómicas de la mayoría de los migrantes internos, entre quienes predominaba la motivación laboral en su movilidad, potenciaran este tipo de estrategias en las que intervenían más actores de la red de parentesco. Ambas opciones reúnen a aproximadamente el 82 % de la población considerada. En el otro extremo, únicamente un 15,3 % de personas que cambiaron de C. A. de residencia (633.550) lo hicieron sin que el cambio afectara, en los términos expresados, a los demás familiares (emigración desvinculada). De ellos, no obstante, no podemos afirmar que no contaran en el destino con otros parientes menos directos, amigos o paisanos que pudieran haber facilitado su primera integración.

Finalmente, la opción de ‘emigración mixta-desvinculada’, que incluye a los que emigraron con parte de la familia de convivencia, sin que mediara antes o después un “efecto llamada” hacia el resto, no alcanza ni siquiera al 3 % de la población de estudio (106.316 personas).

La figura 1 muestra la distribución de la variable dependiente sobre estrategia familiar de emigración según lugar de nacimiento (CA, tabla 1, y provincia, tabla I en el anexo). Tanto en este caso como en los modelos multivariantes posteriores se prescindirá de la categoría “emigración mixta-desvinculada” por su escasa representatividad.

Los mapas evidencian la mayor incidencia de la emigración familiar en el colectivo de personas nacidas en la franja mediterránea (destacando Murcia, con un 53 %, Cataluña, 58,2 %, y Baleares, 53,3 %), a las que se suman Andalucía (44,4 %), Extremadura (42,2 %), Madrid (42,2 %) y País Vasco (43,1 %). Algunas de estas CC. AA. son orígenes clásicos de la emigración interregional durante gran parte de la segunda mitad del siglo XX (caso de Murcia, Andalucía o Extremadura) y otros son destinos prioritarios (como Cataluña, Madrid y País Vasco). En las primeras, el tipo de movilidad podría estar principalmente vinculada a la posesión (o más bien, no posesión) de tierras, lo que favorecería el que, por ejemplo, no se quedase parte de la familia cuidando de las mismas y, en las segundas, el efecto retorno. Es decir, entre los migrantes nacidos en Cataluña, Madrid, etc., se encontraría una buena proporción de descendencia de inmigrantes previos que participarían de una emigración de retorno de sus padres. Teniendo en cuenta que gran parte de esta movilidad de retorno se produjo entre población relativamente joven (Pascual de Sans y Cardelús 1990; Recaño, 1998b; 1999; 2010; Rodríguez y Egea et al. 2002), la descendencia habría experimentado una emigración de arrastre como miembros no emancipados de la unidad familiar.

Los valores más bajos de emigración familiar, por debajo del 34 %, se dan para las personas nacidas en las regiones noroccidentales (Galicia, 26,9 %, Asturias, 32,1 %, y Castilla y León, 30,2 %), además de las Islas Canarias (33,5 %). Aun tratándose de zonas tradicionalmente emigratorias, las estrategias familiares parecen seguir otra lógica que para las anteriormente mencionadas. En esta lógica, las cadenas adquieren un peso primordial (figura 1.a).

En general, la emigración en cadena es una opción protagonizada por porcentajes elevados de los emigrantes de todas las regiones de donde partieron cuantiosos flujos durante la segunda mitad del siglo XX, subrayando su trascendencia en procesos migratorios en donde algunos familiares (por regla general el padre o alguno de los hermanos o de las hermanas) abren la vía al resto como eslabones que adquieren el papel de iniciadores de la cadena. Se trata de una estrategia que minimiza los costes asociados al cambio de lugar de residencia y atenúa las dificultades en la primera acomodación de la persona emigrada, ya sea en términos prácticos y/o afectivos. En la figura 1.a se distinguen las cinco regiones receptoras más importantes del resto, debido a sus representaciones inferiores en esta categoría (Cataluña, 21,4 %, Madrid, 24,8 %, País Vasco, 23,7 %, Comunidad Valenciana, 27,7 % y Baleares, 22,8 %). Este resultado expresa que es probablemente la emigración laboral la más dependiente de la emigración en cadena. Las dos Castillas fueron las que con más intensidad experimentaron este tipo de emigración.

En la figura 1.c se observa como las CC. AA. del sur son las que menos emigrantes en solitario enviaron. Emigrantes que es probable que fueran en su mayoría jóvenes solteros y solteras, o casados y casadas sin descendencia, que en buena proporción acabaran formando familia en el destino; emigrantes que, aunque desvinculados en su migración de la unidad familiar de origen, pudieron sin embargo haber contado con ayuda de otro tipo de parientes más lejanos (tíos o primos), de amigos o paisanos, para quienes las fuentes disponibles no aportan información. Extremadura, Castilla-La Mancha, Andalucía y Murcia son las regiones de nacimiento con los valores inferiores en este sentido (todas por debajo del 15 %). Entre el porcentaje relativamente alto (29,9 %) de los emigrantes madrileños que ubicaron su nueva residencia en otra C. A. sin implicar para ello a ningún pariente directo (a excepción de un posible cónyuge), se incluirían los que no han variado su espacio de vida, sino que han efectuado un cambio de residencia que implica cambio de C. A. aprovechando las mejoras en infraestructuras viarias.

Las Islas Canarias, más destacadas por su escaso protagonismo como región expulsora en las migraciones internas, sobre todo desde el desarrollo del sector turístico hacia los años setenta (García Rodríguez 1989), muestra una escasa emigración con protagonismo de los parientes (cuentan con el porcentaje más elevado de emigración desvinculada, 36,9 %). No es ajeno a este comportamiento la pauta cultural asociada con las aventuras emigratorias individuales y clandestinas desarrolladas hacia Venezuela a lo largo del siglo XX (Hernández González, 2007). Asimismo, el tipo de mercado laboral imperante en las islas, asociado fundamentalmente al sector servicios, y la distancia con el resto del país, puede haber propiciado unos perfiles de inmigración y emigración muy específicos, en los que la movilidad adquiere un carácter de fuerte independencia de los familiares más cercanos (figura 1.c y f).

Si modificamos la escala y tenemos en cuenta la provincia de nacimiento (tabla I en el anexo), se observa que en aquellas CCAA con una migración interregional más heterogénea se hallan excepciones a las generalidades expuestas anteriormente. Castellón, en la Comunidad Valenciana, y Girona, en Cataluña, siguen una pauta más próxima a otras provincias mediterráneas meridionales que conforman un conglomerado espacial, como Murcia, Almería, Granada y Málaga. El impacto de la emigración en solitario desde ellas es menor, respecto a sus regiones respectivas, y la emigración familiar y en cadena asume valores medio-altos. En Galicia, Lugo se desmarca con una emigración familiar por debajo del resto de la región (con un 16,0 %), mientras aumenta su peso relativo en la categoría de emigración en cadena (54,9 %). Tratándose de la provincia gallega históricamente más emigratoria, puede estar primando en ella la permanencia de algún miembro de la unidad familiar (disminuyendo la incidencia de la emigración familiar) o la diversificación de destinos, entre ellos el extranjero (Reques y De Cos, 2003), de los miembros de la familia que emigran, por diversos motivos. Por otra parte, los gallegos constituyen un colectivo importante en muchas regiones (principalmente Madrid, País Vasco y Cataluña), mientras que para otros orígenes los destinos están más focalizados, como puede ser el de los andaluces hacia Cataluña.

Figura 1. Estrategias familiares de emigración por región/provincia de nacimiento de ego

Fuente: elaboración propia a partir de los datos ponderados de la ES-1991.

Por otra parte, Ávila y Guadalajara, fronterizas con Madrid, también se posicionan entre las provincias que han experimentado una mayor emigración en cadena (58,8 % y 53,9 %, respectivamente), protagonismo que coexiste con valores relativamente importantes de emigración familiar. Principalmente emisoras de población hacia la capital y, sobre todo en el caso de Ávila, hacia el País Vasco, pueden estar señalando cierta relación entre distancia y modalidad de desplazamiento escogida. Estas provincias podrían ser exponente de que el incremento de la distancia recorrida haya favorecido en alguna medida la movilización de todo el grupo familiar (García Abad 2005). Palencia y Soria, con una tendencia más similar a las otras provincias septentrionales (figura 1.f), se situarían no obstante como las anteriores entre aquellas de supremacía de emigración en cadena (52,0 % y 54,5 %, respectivamente). En este aspecto, la primacía del éxodo migratorio que vació extensas áreas del mundo rural en el centro-norte peninsular es un claro desencadenante de estas formas de emigración (Camarero, 1993; Recaño, 2023).

El carácter de capital regional de Zaragoza, espacio intermedio de atracción (sobre todo cuando se atenúa la fuerte polarización hacia Madrid, País Vasco y Cataluña y comienza a perfilarse un dinámico eje del Ebro), condiciona la representación más numerosa de emigrantes nacidos allí que se han desplazado de forma desvinculada de los familiares (26,9 %) o en familia (35,3 %, figura 1.e y f) si la contrastamos con Huesca y Teruel, lo que podría responder, una vez más, a la hipótesis de que la emigración desde lugares económicamente más desarrollados responderá básicamente a criterios más estrictamente individuales y menos asociadas con a una estrategia familiar (a menos, una vez más, que sea consecuencia del retorno de alguno de los miembros).

Por último, las ocho provincias andaluzas no muestran un patrón homogéneo. Cádiz se asimilaría algo más a las provincias tradicionalmente receptoras, a pesar del efecto más acusado de la emigración en cadena y menos acusado de la emigración en solitario que en estas. Sevilla y Huelva, de emigración más tardía y algo menos intensa que desde las provincias orientales (Recaño, 1998a) conceden un protagonismo preferente a la emigración en cadena (45,8 % y 48,3 %, respectivamente), acusando una posición relativa inferior en la familiar. Quizás la diversidad de destinos desde estas provincias, cuyos flujos no han estado tan focalizados hacia el área catalana como los de Córdoba o Granada (García Barbancho y Delgado, 1988; Recaño, 1998a; Ródenas y Martí, 2005), por ejemplo, vuelve a surgir como una explicación plausible de esa inferior emigración familiar desde dichas provincias.

En cualquier caso, los mapas reflejan cierta coherencia geográfica, como más claramente se advertía en la división regional. En general, las provincias que hayan podido experimentar más emigración laboral habrán tendido a reducir la cifra en la modalidad desvinculada del reparto porcentual y habrán tendido a aumentar la correspondiente a la emigración en cadena.

Determinantes individuales y contextuales de la estrategia migratoria familiar

En la tabla 2 se presentan tres modelos, cada uno de los cuales contrasta dos categorías de las tres principales en la tipología creada para el modo familiar de emigración.

El sexo únicamente tiene significación cuando se compara la emigración familiar con la emigración desvinculada (tabla 2- modelo 2), indicando que las mujeres tienen una mayor propensión que los hombres a la emigración familiar cuando se comparan estas dos categorías o, dicho de otra manera, que los hombres tendrían mayor probabilidad que ellas de emigrar de forma desvinculada (lo que no quiere decir que, en términos absolutos, este tipo de emigración tenga mayor frecuencia para ellos que la familiar). Este resultado estaría en consonancia con estudios anteriores que muestran una cierta asociación entre emigración femenina y emigración familiar en edades jóvenes (García Abad, 2005; Pascual y Cardelús, 1990, 1992; Recaño, 1998a). A igualdad en estado civil, edad y resto de variables explicativas consideradas, no hay una diferenciación clara por sexo cuando se contrastan las otras opciones, dos a dos (familiar / en cadena, y en cadena /desvinculada).

El estado civil muestra un comportamiento significativo en los tres modelos, de manera que estar casado, frente a no estarlo, favorece la emigración familiar antes que cualquier otra opción (modelos 1, 2) y la emigración en cadena antes que la desvinculada. Los casados han tendido más frecuentemente a una emigración familiar (tres en familia, aproximadamente, por cada uno en cadena), mientras que el resto (solteros/as, viudos/as, separados/as) lo han hecho más asiduamente en cadena. Además, el efecto del estado civil no cambia con el sexo (probablemente por el hecho de haber incorporado la variable explicativa sobre motivo principal de la emigración), como demuestran los coeficientes no significativos para las interacciones.

Cuanto más joven es la persona, mayor probabilidad tiene de haber emigrado en familia frente a cualquier otra opción (modelos 1 y 2), si bien el efecto de la generación de nacimiento es más acusado cuando se compara la migración en familia con aquella efectuada en cadena. Igualmente, para los mayores (sobre todo los nacidos antes de los años 40) la emigración en cadena ha sido más prevalente que la desvinculada, a igualdad en el resto de variables (modelo 3). Estos resultados, no obstante, se ven relativamente compensados por los obtenidos para el periodo de emigración.

Los coeficientes estimados para el periodo de llegada muestran que, en el supuesto de dos emigrantes de la misma edad, cuanto antes en el tiempo efectuaran el desplazamiento geográfico interregional, mayor es la probabilidad estimada de haber emigrado en familia (modelos 1 y 2), sobre todo frente a la emigración en cadena en tiempos de crisis (1976-1991). En cambio, la época no influye tanto a la hora de discriminar la movilidad en cadena de aquella efectuada de forma desvinculada a la familia. Si bien la emigración en cadena fue menos probable en aquellas personas que cambiaron de C. A. antes de 1945, lo ha sido más en el periodo desarrollista (1961-1975), en la fase de más intensa salida de los municipios pequeños afectados por el éxodo rural.

De nuevo, hay que contemplar estos resultados de forma conjunta con la edad, ya que es imposible que una persona joven haya podido emigrar antes de la Guerra Civil. Así, en conjunción con el período histórico de llegada, tenemos que son los de más edad, emigrados durante la época desarrollista (entre 1961 y 1975), los que más activan las cadenas y menos se decantan por la emigración desvinculada. En estos años de intensos flujos migratorios interregionales, la emigración en cadena es superior que en otros tiempos menos propicios. La coyuntura de bonanza económica que se experimenta en algunos enclaves de nuestro país propicia un “efecto llamada”, que abunda en un mayor dinamismo de las redes migratorias familiares y del papel del paisanaje en la selección de los destinos.

El efecto del nivel de estudios es evidente en el grupo más formado, ya que la propensión de aquellas personas con estudios universitarios a emigrar en solitario, no implicando a la familia en la movilidad de ninguna de las maneras observadas, es claramente significativa. En el mismo sentido, en los modelos 2 y 3, la relación entre nivel académico y probabilidad de emigración desvinculada es lineal y positiva. Sin embargo, en el primer modelo no es significativo el coeficiente estimado para los estudios universitarios, aunque en el resto de las categorías sí se aprecia que cuanto mayor es el nivel de estudios, mayor la probabilidad de haber optado por la emigración en familia en lugar de la emigración en cadena. Se debe recordar, por otra parte, que la variable nivel de estudios se refiere al momento de la emigración, con lo cual es probable que aquellos con preparación universitaria ya tuviesen una edad suficiente para que su emigración se realizara de forma independiente de su familia de pertenencia e incluso coincidiera con su emancipación. Mejores condiciones de partida y menor participación de las redes van una vez más ligados, en sintonía con la literatura existente.

El tamaño del municipio de nacimiento, si bien no manifiesta el impacto de otras variables explicativas, tiene un comportamiento lineal en el primer modelo, de manera que las personas nacidas en municipios mayores de 20.000 habitantes han tendido más hacia la emigración familiar que las de los más pequeños (fundamentalmente los de menos de 5.000 habitantes), que se han decantado con mayor frecuencia por la opción en cadena, confirmando algunas de las ideas expuestas en párrafos anteriores. El fuerte carácter de emigración hacia las áreas metropolitanas o hacia ciudades industriales de tamaño medio del grueso de la movilidad interna parece haber incentivado la emigración más familiar desde contextos de partida similares. Este resultado es coherente con los arrojados en investigaciones anteriores, en los que los cambios de residencia que implicaban a toda la unidad familiar se daban más desde contextos de partida menos rurales (por ejemplo: García Abad 2005 o Pascual y Cardelús 1990). Otro elemento que puede haber beneficiado la emigración en cadena desde los ámbitos más rurales es el hecho de poseer tierras en el origen, que puede haber propiciado la permanencia de algunos miembros de la familia en el lugar de nacimiento. Una vez más no se debe olvidar la posible influencia de otras personas no integradas en la unidad familiar, a través de las redes de paisanaje. Por ejemplo, algunos estudios como los realizados sobre la distribución espacial de los inmigrantes de otras regiones españolas en la ciudad de Barcelona con datos del censo de 1991 muestran que las personas de los mismos orígenes geográficos se radican en barrios próximos en la ciudad, abonando la tesis de la emigración en cadena (Recaño, 2015).

En los submodelos 2 y 3, aunque no todos significativos, los coeficientes calculados son negativos, indicando una menor inclinación a la emigración desvinculada desde los ámbitos más rurales, desde los municipios menores de 5.000 habitantes. La emigración desde las áreas más urbanas y principales capitales se lleva a cabo más a menudo sin otra intervención familiar, en solitario. Es decir, la iniciativa de emigración no familiar no fue dominante en el éxodo rural.

La variable que sin duda explica más en la estrategia migratoria familiar es el motivo principal de la emigración. La emigración de arrastre aparece, lógicamente, mucho más ligada a la emigración familiar que el resto de opciones (seguida de la efectuada por las necesidades de cuidado de algún familiar). La persona que cambia de Comunidad Autónoma en una etapa de su ciclo de vida en la que aún es dependiente de sus progenitores residirá con más probabilidad en su misma región, así como en la de sus hermanos e hijos, en caso de que ya tenga descendencia en el momento de la entrevista. Esta clara diferencia con el resto de razones se aprecia fundamentalmente en el modelo 2 (familiar frente a desvinculada), pero también en el 1 (familiar frente a emigración en cadena). La alternativa menos frecuente para esta razón para emigrar es, como cabía esperar, la desvinculada.

En el otro extremo, las motivaciones que menos reúnen a todos los familiares disponibles (de los estudiados) en el destino es la formación de pareja, que es la que más inclina la probabilidad hacia una emigración efectuada de forma desvinculada a otros familiares. Las emigraciones consecuencia de los estudios y del cumplimiento del servicio militar se situarían igualmente en el contexto de nueva etapa de ciclo de vida, y suelen también realizarse en solitario o estar asimismo auspiciadas o seguidas por algún colateral residente ya o posteriormente en el destino.

Especial atención, por su relevancia en la época considerada, es la búsqueda de empleo, que no tiene una influencia más positiva sobre la movilidad familiar que otras causas. Por ejemplo, favorece ligeramente más la emigración en cadena que el traslado o la obtención de un empleo en el destino (por lo que una mayor incertidumbre podría activar más la estrategia en cadena). La obtención de un empleo o un traslado por razón laboral, por otra parte, sí que inclinaría algo más la balanza hacia la desvinculación de la familia en la emigración (modelos 2 y 3) que el cambio de región para la búsqueda de un empleo. El traslado laboral puede significar una posibilidad de movilidad social individual desvinculada ya de las condiciones familiares previas en la que pueden concurrir la emancipación del hogar paterno y los intereses individuales de promoción social.

Un inmigrante con el padre y/o la madre nacido(s) en una C. A. diferente de la suya tiene mayor probabilidad de haber emigrado en familia que en cadena. Con esta variable se pretende recoger, indirectamente, el efecto de la movilidad asociada al retorno de los progenitores, ya que la fuente no proporciona información sobre el lugar concreto de nacimiento de los mismos. Podría, por tanto, darse que ego resida en la C. A. autónoma de nacimiento de sus padres, que emigraron en un pasado, tuvieron descendencia y retornaron con, al menos, parte de ella. Si bien podrían darse otras casuísticas, el valor positivo en el coeficiente de modelo 1 se sumaría, en el caso planteado, al obtenido para ‘emigración de arrastre’ como principal motivo de la movilidad.

Tabla 2. Modelos logísticos multinivel para las estrategias familiares de emigración

		Modelo 1	Modelo 2	Modelo 3
		Emigrar en familia (1) en lugar de emigrar en cadena (0)	Emigrar en familia (1) en lugar de emigrar de forma desvinculada (0)	Emigrar en cadena (1) en lugar de emigrar de forma desvinculada (0)
VARIABLES		COEFICIENTE (ERROR ESTÁNDAR)
Constante		2,277 (0,410)	2,227 (0,698)	0,129 (0,522)
VARIABLES INDIVIDUALES
Sexo	Mujer Hombre	-0,005 (0,054)	-0,235 (0,080)	-0,086 (0,056)
Estado civil momento emigración	No casado/a (soltero/a, viudo/a, etc.) Casado	1,201 (0,073)	2,164 (0,116)	0,685 (0,094)
Sexo*estado civil	Hombre*casado	0,114 (0,088)	0,093 (0,148)	-0,117 (0,128)
Generación de nacimiento	1900-1920	-2,192 (0,135)	-0,670 (0,208)	1,007 (0,149)
	1921-30	-1,939 (0,125)	-0,793 (0,185)	0,580 (0,132)
	1931-40	-1,574 (0,116)	-0,591 (0,172)	0,397 (0,123)
	1941-50	-0,936 (0,106)	-0,326 (0,156)	0,166 (0,114)
	1951-60	-0,221 (0,098)	0,115 (0,139)	0,052 (0,093)
	1961-75
Nivel de estudios	Sin estudios
	Estudios primarios	0,159 (0,060)	0,007 (0,107)	-0,151 (0,081)
	Estudios secundarios	0,327 (0,097)	-0,118 (0,149)	-0,524 (0,110)
	Estudios universitarios	0,139 (0,112)	-0,531 (0,156)	-0,620 (0,113)
Periodo de llegada	Antes de la Guerra Civil (1900-35)	3,452 (0,155)	2,569 (0,238)	-0,385 (0,185)
	Guerra Civil e inmediata posguerra (1936-45)	2,579 (0,129)	1,788 (0,191)	-0,352 (0,137)
	Pioneros (1946-60)	1,851 (0,100)	1,718 (0,148)	0,145 (0,105)
	Periodo desarrollista (1961-75)	1,315 (0,084)	1,566 (0,116)	0,463 (0,082)
	Tiempos de crisis (1976-91)
Tamaño municipio de nacimiento en 1991	5.000 hab y menos
	De 5.001 a 20.000	0,106 (0,061)	-0,212 (0,099)	-0,230 (0,071)
	De 20.001 a 100.000	0,212 (0,061)	-0,037 (0,100)	-0,192 (0,072)
	Mas de 100.000 y principales capitales	0,245 (0,066)	-0,151 (0,100)	-0,329 (0,072)
Motivo principal de la emigración	Emigración de ‘arrastre’
	Búsqueda empleo	-2,774 (0,073)	-4,749 (0,199)	-1,432 (0,186)
	Traslado/obtención empleo	-2,600 (0,074)	-4,974 (0,198)	-1,742 (0,184)
	Formación pareja	-4,555 (0,152)	-7,444 (0,241)	-2,350 (0,186)
	Estudios/servicio militar	-3,254 (0,142)	-4,989 (0,243)	-1,307 (0,207)
	Cuidado pariente	-1,293 (0,101)	-2,048 (0,276)	-0,465 (0,267)
	Preferencia lugar destino	-2,514 (0,171)	-4,411 (0,292)	-1,389 (0,259)
	Otras razones	-2,349 (0,093)	-4,047 (0,213)	-1,415 (0,202)
Hermano mediano		-0,294 (0,045)	-0,163 (0,072)	0,133 (0,051)
Num. miembros en la familia		-0,116 (0,009)	0,061 (0,015)	0,164 (0,011)
CA fronteriza		-0,187 (0,056)	-0,035 (0,084)	0,291 (0,059)
Lugar de nacimiento de los padres distinto del de ego		0,254 (0,056)	0,125 (0,084)	-0,097 (0,062)

Tabla 2 (continuación). Modelos logísticos multinivel para las estrategias familiares de emigración

		Modelo 1	Modelo 2	Modelo 3
		Emigrar en familia (1) en lugar de emigrar en cadena (0)	Emigrar en familia (1) en lugar de emigrar de forma desvinculada (0)	Emigrar en cadena (1) en lugar de emigrar de forma desvinculada (0)
VARIABLES		COEFICIENTE (ERROR ESTÁNDAR)
C. A. de residencia	Cataluña
	Andalucía (RAND)	0,287 (0,146)	0,056 (0,200)	-0,332 (0,150)
	Aragón (RAR)	0,611 (0,152)	-0,191 (0,215)	-0,619 (0,159)
	Asturias (RAS)	0,500 (0,157)	-0,352 (0,204)	-0,807 (0,147)
	Baleares (RBAL)	0,156 (0,119)	-0,457 (0,169)	-0,486 (0,125)
	Canarias (RCAN)	0,314 (0,229)	-0,156 (0,276)	-0,519 (0,211)
	Cantabria (RCANT)	0,199 (0,199)	-0,204 (0,251)	-0,662 (0,183)
	Castilla-La Mancha (RCLM)	0,568 (0,184)	-0,324 (0,246)	-0,576 (0,178)
	Castilla y León (RCL)	0,402 (0,168)	-0,164 (0,220)	-0,506 (0,158)
	Com. Valenciana (RCVAL)	0,157 (0,079)	0,446 (0,138)	0,102 (0,106)
	Extremadura (REXT)	0,414 (0,264)	-0,297 (0,372)	-0,731 (0,239)
	Galicia (RGAL)	-0,059 (0,256)	-0,856 (0,315)	-0,406 (0,213)
	Madrid (RMAD)	-0,069 (0,066)	-0,147 (0,104)	-0,137 (0,074)
	Murcia (RMUR)	0,270 (0,197)	-0,271 (0,274)	-0,765 (0,192)
	Navarra (RNAV)	0,417 (0,166)	-0,328 (0,223)	-0,741 (0,166)
	País Vasco (RPV)	-0,066 (0,088)	-0,091 (0,139)	-0,039 (0,099)
	La Rioja (RLR)	0,780 (0,234)	0,306 (0,283)	-0,746 (0,225)
	Ceuta y Melilla (RCM)	0,310 (0,482)	-0,804 (0,569)	-1,466 (0,468)
VARIABLES A NIVEL DE PROVINCIA DE NACIMIENTO
% población analfabeta 1960		0,021 (0,008)	0,068 (0,014)	0,028 (0,010)
Número de médicos por cada mil habitantes 1960		-0,254 (0,243)	0,859 (0,416)	0,742 (0,301)
% hogares con estructura múltiple		-0,010 (0,012)	-0,034 (0,020)	-0,031 (0,014)
% empleo agrario sobre total empleo		-0,010 (0,002)	-0,005 (0,004)	0,008 (0,003)
Varianza a nivel provincial ()		0,005 (0,005)	0,039 (0,019)	0,021 (0,010)

Fuente: elaboración propia a partir de la ES-1991.

El hecho de que la C. A. autónoma de residencia sea limítrofe con la de nacimiento favorece la emigración en cadena frente al resto de estrategias (modelos 1 y 3)5. Emigrar a un punto más próximo del de partida, dejando atrás parientes cercanos, da opción a un contacto frecuente más fácil con los allegados en el origen que en el supuesto de un destino más lejano. Las visitas habituales al lugar de origen por la cercanía permiten mantener un flujo de información que puede trasladarse a los miembros del hogar, otros parientes y vecinos. Sin olvidar que los costes de la emigración son objetivamente más bajos. Por el contrario, una mayor distancia parecería forzar más la emigración de toda la unidad familiar o, en el caso opuesto, la de uno de sus componentes únicamente (emigración desvinculada).

Por su parte, el número de miembros en la familia tiene una influencia positiva sobre el modo de emigración en cadena, cuando se contrasta con las otras dos estrategias (modelos 1 y 3). Probablemente, movilizar a todos los miembros considerados en la emigración es más complejo cuando la familia es más numerosa y el rango de edades entre los componentes es más elevado. En el extremo opuesto, será más improbable emigrar a una C. A. en la que no haya un familiar que haya llegado antes o después que ego cuando hay más miembros que pueden entrar en la ecuación. La diferencia en las probabilidades estimadas para la emigración familiar frente a la desvinculada es menor, pero actúa a favor de la primera opción. En familias de más miembros, es natural que las alternativas de cambio y permanencia se hagan más complejas, que se opte por la emigración en estadios de personas independientes, que no se ejecuten iniciativas que pongan en peligro la pervivencia y el bienestar de todos los miembros del grupo. Si además se ocupa una posición intermedia entre los hermanos, la inclinación a la emigración en cadena es aún mayor (modelos 1 y 3), aunque frente a la desvinculada sea menos frecuente su emigración familiar que en el caso de primogénitos o benjamines. Es posible que en muchos contextos la transmisión de la propiedad por medio de la herencia originara la permanencia en el origen de los primogénitos cuando el sistema de sucesión fuese de heredero único. Por otra parte, la permanencia de los benjamines podría haberse visto justificada por el cuidado de los progenitores que tradicionalmente se les habría encomendado, sobre todo en medios rurales y si estos hijos menores eran mujeres. Si los medianos tienen menos compromisos asignados en el origen, su migración será más autónoma, lo que no resta que pueda venir igualmente auspiciada por otros hermanos que emigraron previamente.

A igualdad en el resto de variables tenidas en cuenta, y tomando Cataluña como categoría de referencia para la C. A. de residencia, se observa que son CC. AA. con escasa tradición inmigratoria y, en su mayoría, en la parte septentrional peninsular, las que más han tendido a ser receptoras de una inmigración familiar frente a la inmigración en cadena. Entre ellas, destacan La Rioja y Aragón (modelo 1). Sin embargo, prácticamente hacia todas las CC. AA. los inmigrantes tienen menor probabilidad de haber emigrado en cadena (y más de forma desvinculada) que aquellos que residen en Cataluña (modelo 3). Madrid y País Vasco, los otros dos focos de inmigración interregional más relevantes, no se distinguen significativamente de Cataluña. Estos principales destinos emigratorios potenciaron la emigración de familiares que efectuaron su movilidad en distintos momentos de tiempo, apoyándose presumiblemente unos miembros en otros. En este sentido, se pudo haber operado un mayor efecto llamada que en otros destinos. Por lo que se refiere a la comparativa entre la estrategia familiar de emigración y la más individualizada (modelo 2), no hay demasiadas variaciones entre destinos, en comparación con Cataluña. La única C. A. con un coeficiente positivo es la Comunidad Valenciana, donde sus inmigrantes han tenido una superior inclinación que los que residen en Cataluña hacia la movilidad familiar frente a la desvinculada, caso opuesto de Baleares y Galicia. Dos regiones que sugieren una mayor presencia de aventuras individuales por razones diferentes: en Baleares con un sector turístico que favorece la llegada de personas muy jóvenes sin haber constituido unidades familiares previas; y Galicia, cuyo escaso poder atractor potencia la aparición de causas de migración ajenas a las laborales y, por tanto, menos propicias a la emigración familiar y en cadena.

Una vez discutidos los elementos explicativos a escala individual, teniendo asimismo presente el destino regional escogido, se analiza cómo inciden las variables a nivel provincial que, para las provincias de nacimiento, se han añadido finalmente a los modelos. Cuanto mayor el porcentaje de población analfabeta en la provincia de nacimiento, en 1960, menor la probabilidad estimada de haber emigrado de forma desvinculada. Asimismo, la familiar prevalece sobre la emigración en cadena ante peores contextos de partida en este sentido, que habrían actuado incentivando la emigración de hijos dependientes que pudieran tener mejores opciones en el destino. Paradójicamente, sucede lo opuesto con el número de médicos por cada mil habitantes, que parece desfavorecer la emigración en solitario frente a las otras dos estrategias. Aunque no se incluyen aquí los datos, es interesante notar que los niveles de analfabetismo se repartían por el territorio de forma mucho más desequilibrada que las proporciones de médicos por habitante.

El porcentaje de hogares con estructura múltiple solo tiene efecto significativo cuando se compara la emigración en cadena con la desvinculada, indicando que cuanto más elevado dicho porcentaje en la provincia de nacimiento, mayor la propensión hacia la emigración independiente de otros miembros de la familia. Estos resultados son congruentes con la mayor presencia de emigración desvinculada en el noroeste de la Península, donde además se da una mayor presencia de la emigración exterior protagonizada por hombres que emigran solos (Reques y De Cos, 2003).

Por último, porcentajes más altos de empleo agrario parecen actuar reteniendo en el origen a algunos miembros de la familia (menor probabilidad de emigración familiar frente a emigración en cadena, modelo 1), probablemente por cuestiones relacionadas con la propiedad de la tierra, siendo Orense y Lugo, por ejemplo, provincias que contaban, todavía en 1975, con las mayores proporciones de población ocupada en el sector agrícola. En todo caso, los entornos con una menor diversificación económica y predominio de la agricultura se corresponden con las áreas de mayor éxodo rural.

La varianza a nivel provincial (tabla 2) es significativa aun después de haber incorporado todas las variables discutidas en el modelo. La figura 2 representa la división de las provincias de nacimiento según el intervalo de confianza de los residuos. Es decir, a igualdad de perfiles de emigrantes, las que quedan completamente por encima indican una probabilidad superior a la media de emigrar en familia en lugar de hacerlo en cadena (figura 2.a), de emigrar en familia en lugar de hacerlo de forma desvinculada (figura 2.b) y de emigrar en cadena en lugar de hacerlo de forma desvinculada (figura 2.c). Paralelamente sucedería para los residuos que quedan completamente por debajo del cero, con probabilidades inferiores a la media. Las provincias cuyo intervalo contiene el cero serían las que se comportan como la media.

En el primer caso (figura 2.a), y ante emigrantes de las mismas características, solo Badajoz y Córdoba se hallan por encima de la media, con una mayor inclinación a emigrar en familia en lugar de hacerlo en cadena. En el extremo opuesto, Lugo y Burgos tienen una inferior representación de emigración familiar y superior de emigración en cadena.

En el segundo caso (figura 2.b) el mayor número de provincias de origen que no muestran un comportamiento cercano a la media comparado con el modelo anterior señala que existe comparativamente mayor variabilidad no explicada que depende de la provincia de nacimiento de la persona emigrada cuando se contrastan emigración familiar y desvinculada. Cuatro de las ocho provincias andaluzas (Málaga, Granada, Córdoba y Jaén), junto con Badajoz y Ciudad Real, a mismo tipo de emigrante, son más proclives a la emigración familiar, mientras que Alicante, Zaragoza, Asturias, Lugo y Orense lo son a la emigración más individual.

Las variables individuales tampoco logran explicar por qué las provincias de Orense, Pontevedra, Cantabria, Navarra, Zaragoza y Valencia son orígenes desde donde la emigración desvinculada, en comparación con la emigración en cadena, tienen mayor impacto (figura 2c). Las dos provincias extremeñas, por su parte, más Jaén, Cuenca y Guadalajara persisten en su comportamiento más tendente a la emigración en cadena frente a la desvinculada. Sin embargo, estos resultados nos llevan a plantear la hipótesis de una cultura migratoria más proclive a las aventuras individuales vinculada con una presencia significativa de la emigración exterior, de gran tradición histórica en Galicia y la Cornisa Cantábrica, donde la proporción de españoles residentes en el extranjero tiene una mayor relevancia (Recaño y de Miguel Luken, 2016; Reques y De Cos, 2003).

En definitiva, se comprueba que en gran medida las divergencias según lugar de nacimiento dependen de las características personales de quienes efectúan la migración desde cada origen, pero aun así quedan provincias cuyos emigrantes, una vez homogeneizados sus rasgos, se desligan de las pautas medias observadas en todo el país. En general, el sur peninsular ha experimentado emigraciones interregionales con mayor componente familiar que el norte peninsular.

Figura 2. Residuos por provincia de nacimiento para los modelos multinivel, tras incorporar las variables individuales

Fuente: elaboración propia a partir de los datos ponderados de la ES-1991.

Conclusiones

A partir de los datos de la ES 1991, que recoge la situación de la población en España tras los intensos flujos migratorios interregionales de la segunda mitad del siglo XX, el presente trabajo proporciona, en primer lugar, una visión territorial (según lugar de nacimiento) de cómo se distribuyen las distintas estrategias familiares adoptadas por la población migrante y, en segundo lugar, un análisis de la influencia de determinados factores sobre la probabilidad de haber efectuado un tipo de movilidad u otro. De esta manera, aporta información novedosa sobre cómo se produjeron las emigraciones internas de la época desde el punto de vista de la familia, contribuyendo a paliar la escasez de investigaciones que adoptan esta perspectiva del parentesco, en gran medida por la complejidad exigida a las fuentes que la incorporan. A pesar de la mejora en las fuentes demográficas de las últimas décadas y del aumento de investigaciones que relacionan las migraciones con el ciclo de vida y las relaciones de parentesco, aún queda mucho por avanzar en el estudio de la movilidad y la inmovilidad de las familias (Mulder 2018).

La frecuencia observada en los distintos tipos de emigración familiar varía considerablemente según C. A. y provincia de nacimiento, aunque en general la emigración en cadena haya sido la experimentada en mayor porcentaje. Así, la franja cantábrica formada por Galicia, Asturias, Cantabria e incluso Navarra, extendiéndose hacia Castilla y León (región esta última que se sitúa en una posición de transición entre las anteriores y las de centro-sur), se ha caracterizado por una mayor prevalencia relativa (en comparación con el resto de comunidades) de la emigración desvinculada. En Galicia, por ejemplo, la emigración desvinculada de los otros miembros de la familia alcanza una cifra de participación muy parecida a la de la emigración familiar. Este reparto porcentual se distingue abiertamente del obtenido para regiones como Extremadura, Andalucía, Murcia y, también con un comportamiento de transición, Castilla-La Mancha, en las que la emigración en cadena y la emigración familiar dejan en una posición bastante relegada a la emigración desvinculada. Por otra parte, se destacan las comunidades eminentemente receptoras (Madrid, País Vasco, Cataluña, Comunidad Valenciana y Baleares) desde las que adquieren mayor protagonismo, en términos comparativos con el resto de procedencias, la emigración familiar y la desvinculada, correspondiendo probablemente a dos tipos de emigrantes muy diferenciados. En ese sentido, es muy posible que en la emigración de esos espacios inmigratorios haya una participación relevante de emigrantes vinculados a las elites económicas que se desplazan a otras regiones españolas dentro de estrategias de promoción social individual.

No obstante, los análisis multivariantes muestran como en gran medida las diferencias territoriales se explican por los diferentes perfiles de los emigrantes, ya que al considerar estos, pocos lugares de nacimiento se siguen distinguiendo por su comportamiento particular. No obstante, algunas provincias del sur mantienen su mayor tendencia a la emigración familiar, en consonancia con trabajos anteriores que resaltan el carácter familiar de la emigración andaluza (Recaño, 1998a y 2010; Rodríguez y Egea, 2002), mientras que algunas del norte mantienen su mayor inclinación hacia la desvinculada. Cuestiones culturales y económicas, como el cuidado de los familiares, la propiedad de la tierra y el reparto de la herencia podrían estar incidiendo en estas divergencias.

En cuanto a las características individuales de quien efectúa la emigración, las mujeres muestran una inferior propensión a emigrar de forma individual (se cumple H1), pero no existe interacción con el estado civil, por lo que se rechaza la H2, mientras que el hecho de ocupar una posición intermedia entre los hermanos favorece la emigración en cadena, lo que conduciría a aceptar la H4.

Además de lo anterior, los resultados observados permiten distinguir tres grandes dinámicas que ayudan a explicar el modelo de emigración familiar experimentado. La primera, las condiciones más desfavorables de partida propician una mayor emigración en cadena, mientras que las más ventajosas aumentan la probabilidad de que las personas cambien de C. A. con independencia de los familiares (más próximos), en consonancia con la literatura sobre redes migratorias en otros contextos y momentos (de Miguel Luken et al., 2007; Domingo Pérez y Viruela Martínez, 2001; Gurak y Caces, 1992; Portes y Sensenbrenner, 1993), que sostiene la superior necesidad de contar con apoyos en el destino cuando el riesgo asumido con la movilidad es mayor. En el caso que nos ocupa, las personas con menos estudios, de familias más numerosas, de entornos más rurales (que emigraban hacia urbes o focos industriales), que buscaban un empleo y procedían de provincias con un mayor peso del empleo agrario fueron más propensas a la emigración en cadena, mientras que aquellas con mayor nivel de estudios, solteras, de ciudades más grandes y CC. AA. limítrofes y que tenían otros motivos para emigrar (formación de pareja, ya tenían un empleo en el destino, etc.) tienen una mayor probabilidad de haber emigrado de forma desvinculada. La emigración en familia depende más del ciclo de vida de la persona que efectúa el desplazamiento, pero también se ha comprobado que recibe influencias del entorno de partida. Se cumplen, por tanto, las hipótesis H5, H7, H8 y H9.

La segunda dinámica consiste en el efecto llamada. En los grandes focos receptores (Cataluña, Madrid y País Vasco), y aún más en la época desarrollista, la inmigración llegaba con más frecuencia en cadena que en otros focos secundarios (por lo que se verifica la H6).

Por último, el efecto del retorno se observa en el fuerte carácter familiar de la emigración desde destinos prioritarios de la emigración (Pascual de Sans y Cardelús, 1990; Recaño, 2010), de personas que manifestaron que la emigración de arrastre fue el principal motivo de su emigración o que alguno de sus progenitores había nacido en su C. A. de residencia (verificándose la H3).

La investigación presentada ofrece una contribución inédita dada la escasa bibliografía existente que aborde los procesos de migraciones internas en su relación con la familia, teniendo en cuenta todo el territorio español. Los resultados sugieren nuevas vías de exploración, que permitan incorporar más información sobre las personas que protagonizan las migraciones (incluyendo asimismo a la población nacida en el exterior) y profundizar en las diferencias culturales que persisten a igualdad de perfiles de los emigrantes.

Agradecimientos

Esta investigación está realizada en el marco del siguiente proyecto de investigación: “El impacto de la Covid-19 en los procesos migratorios y residenciales: España en perspectiva comparada (PID2020-113665RB-I00)”, financiado por el Ministerio de Ciencia e Innovación.

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Anexo I. Distribución porcentual del tipo de emigración familiar según provincia de nacimiento

	En cadena	Familiar	Desvinculada	Mixta familiar-desvinculada
Álava	22,4	31,0	42,2	4,4
Albacete	42,3	46,0	10,5	1,2
Alicante	25,5	39,3	32,7	2,6
Almería	41,4	48,1	8,2	2,2
Ávila	58,8	27,3	11,9	2,0
Badajoz	42,2	43,9	11,4	2,5
Baleares	22,8	53,3	22,8	1,1
Barcelona	21,0	59,8	15,5	3,7
Burgos	51,7	28,3	16,7	3,2
Cáceres	46,4	39,9	11,3	2,4
Cádiz	32,9	45,7	17,7	3,7
Castellón	36,3	44,3	14,7	4,6
Ciudad Real	44,0	43,7	9,8	2,5
Córdoba	40,7	46,2	10,5	2,6
La Coruña	38,0	35,4	23,0	3,5
Cuenca	50,8	37,8	9,3	2,1
Girona	38,2	44,4	13,6	3,9
Granada	42,2	43,3	11,6	2,8
Guadalajara	53,9	34,8	9,9	1,4
Guipúzcoa	19,6	50,3	25,1	5,0
Huelva	48,3	38,4	12,5	0,8
Huesca	46,1	36,8	15,5	1,6
Jaén	43,8	44,5	9,2	2,5
León	42,0	28,5	25,6	4,0
Lleida	17,1	58,5	22,6	1,8
La Rioja	35,1	38,5	21,3	5,1
Lugo	54,9	16,0	27,7	1,4
Madrid	24,8	42,2	29,9	3,1
Málaga	38,4	46,8	12,2	2,6
Murcia	31,3	53,0	13,0	2,7
Navarra	31,2	39,1	26,5	3,1
Orense	37,9	27,6	30,0	4,4
Asturias	38,0	32,1	26,2	3,7
Palencia	52,0	28,1	17,1	2,8
Las Palmas	24,6	32,3	43,1	0,0
Pontevedra	32,3	29,5	32,1	6,0
Salamanca	49,2	33,3	14,1	3,3
Santa Cruz de Tenerife	33,1	34,5	31,2	1,3
Cantabria	33,6	37,7	26,6	2,0
Segovia	50,9	33,9	12,9	2,3
Sevilla	45,8	39,9	12,0	2,3
Soria	54,5	27,7	15,9	1,9
Tarragona	21,4	55,0	21,5	2,1
Teruel	49,5	37,1	12,3	1,1
Toledo	49,1	36,1	12,6	2,2
Valencia	25,6	39,1	31,9	3,4
Valladolid	45,2	37,2	15,4	2,1
Vizcaya	26,8	40,3	29,3	3,5
Zamora	51,6	28,7	18,2	1,5
Zaragoza	36,7	35,3	26,9	1,1

Fuente: elaboración propia a partir de los datos ponderados de la ES-1991.

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1. 1 La información de los Censos de 1960 y 1970 está disponible en: https://www.ine.es/inebaseweb/71807.do?language=0

2. 2 https://www.ine.es/inebaseweb/25687.do#

3. 3 La fuente impide definir la tipología en aquellos casos en los que se ha efectuado más de un cambio de CA.

4. 4 Decimos parece porque en el momento de la entrevista no residen en la misma C. A., aunque no se puede saber con precisión ya que la ES no proporciona datos retrospectivos para los parientes.

5. 5 Otras alternativas empleadas para medir la distancia, como la distancia medida en número de kilómetros entre la capital de la provincia de nacimiento y la capital de la provincia de destino, no fueron significativas.