X Congreso Español de Sociología (Pamplona, 2010)

Cuando el grupo fomenta la infidelidad sexual Obstáculos en la prevención del VIH/SIDA en Malawi Julia Cordero Coma1

Resumen La explicación científica más prometedora sobre la elevadísima prevalencia de SIDA en numerosos países del África subsahariana es aquella referida al papel de las relaciones sexuales duraderas que se solapan en el tiempo. La estructura de estas redes sexuales y ciertas cuestiones biológicas facilitan la propagación del VIH en las poblaciones. Teniendo en cuenta, además, que las relaciones extramatrimoniales son frecuentes y que el uso del preservativo no está generalizado, resulta conveniente examinar los factores que inducen a los individuos casados a abstenerse o no de mantener relaciones sexuales con otras parejas. En concreto, es interesante comprender cómo la conducta individual está influida por normas sociales de fidelidad. Este trabajo examina con técnicas cuantitativas el efecto que ciertas características de las redes sociales, como la proporción de individuos casados que son infieles, el comportamiento del mejor amigo y la densidad de la red, ejercen sobre la conducta individual fuera del matrimonio. Tales variables son medidas aproximadas de las expectativas individuales sobre el peso de las normas sociales. Con este propósito, realizamos un análisis de efectos fijos con datos de una encuesta longitudinal realizada en 2004 y 2006 en Malawi, país semejante en muchos aspectos a otros de la región. La conclusión del estudio es que las expectativas sobre el comportamiento más o menos extendido en la red de referencia afectan de forma notoria la probabilidad de mantener relaciones sexuales fuera del matrimonio.

Las relaciones extramatrimoniales y la influencia del comportamiento ajeno Hoy en día los expertos consideran que existen dos explicaciones fundamentales de los altos niveles de prevalencia de VIH entre la población heterosexual de los países del sur de África. En primer lugar, la circuncisión masculina generalizada, típica de poblaciones asentadas en otras regiones del continente, está ausente en gran parte de los países donde la epidemia es más severa (Halperin y Epstein, 2007). La circuncisión mejora la higiene de los hombres y disminuye la probabilidad de contagio de enfermedades de transmisión sexual, y con ello la transmisión del VIH. No obstante, esta explicación no es suficiente para entender el fenómeno, puesto que la población masculina de otras zonas del mundo, como Europa o India, tampoco está expuesta a esta práctica de forma mayoritaria.

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Centro de Ciencias Humanas y Sociales, CSIC, Madrid.

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La otra gran explicación se centra en las prácticas sexuales. Numerosos estudios han desmentido que los niveles de VIH se deriven de que los hombres africanos tengan un mayor número de parejas sexuales a lo largo de su vida. Los hombres de otros lugares como Tailandia o Río de Janeiro parecen superar a los africanos, hombres y mujeres, en este aspecto, que más bien se asemejan a la población heterosexual de los países occidentales (Santelli, et al, 1998; Wellings et al, 2006). Morris y Kretzschmar (1995; 1997) fueron los primeros en advertir en qué sentido las prácticas sexuales explican la epidemia en el sur de África. Demostraron que las redes sexuales en las que los individuos mantienen dos o más relaciones sexuales duraderas de forma simultánea, muy frecuentes en el sur de África (Morris y Kretzschmar, 1997; Halperin y Epstein, 2004), favorecen la difusión rápida de la epidemia (Morris y Kretzschmar, 1995; 1997). En otras palabras, a igual número de parejas sexuales a lo largo de la vida, la transmisión del VIH en una población es más rápida cuando los individuos mantienen varias relaciones a largo plazo simultáneamente que cuando cada relación comienza una vez que la anterior ha finalizado. Si, además, tenemos en cuenta que la capacidad de un individuo seropositivo para infectar no es constante en el tiempo, sino que es especialmente elevada durante las tres semanas posteriores al momento en que fue contagiado (Pilcher et al, 2004; Wawer et al, 2005), podemos concluir que las relaciones simultáneas favorecen por dos razones la expansión de la epidemia. Dicho esto, y teniendo en cuenta que la nupcialidad es prácticamente universal en estos países africanos y que la edad mediana al primer matrimonio se encuentra alrededor de los 18 años entre las mujeres y de los 23 entre los hombres en numerosos países (Uganda DHS, 2000-01; Malawi DHS, 2004; Lesotho DHS, 2004; Zambia DHS 2007), resulta imprescindible conocer los factores que explican las relaciones extramatrimoniales. Los individuos casados que tengan parejas sexuales además de sus esposos, especialmente si éstas son relativamente estables, favorecen la transmisión del VIH entre la población. Algunos datos que se presentan como indicios del lugar central que ocupa la transmisión del VIH entre maridos y mujeres en la expansión de la epidemia son llamativos. Dunkle y otros (2008) señalan que, en zonas urbanas de Ruanda y Zambia, entre el 55% y el 93% de las nuevas infecciones adquiridas por vía heterosexual tiene lugar en parejas serodiscordantes casadas o que cohabitan. Además, otros estudios advierten de que las mujeres jóvenes casadas presentan unos niveles de VIH/SIDA mucho mayores que las no casadas de su misma edad (Glynn et al, 2001; Kelly et al, 2003). Las relaciones extramatrimoniales parecen ser más frecuentes entre hombres y mujeres, puesto que, en las encuestas, los primeros dicen haber tenido parejas sexuales fuera del matrimonio en mayor medida2. No resulta fácil saber si estas diferencias son reales o responden a una mayor tendencia de las mujeres a esconder sus relaciones (o incluso de los hombres a exagerarlas). Pero algunos estudios que disponen de biomarcadores de los individuos en la muestra concluyen que la probabilidad de ser el primero en la pareja en ser infectado es el doble en los hombres que en las mujeres (Carpenter et al, 2

Ver por país las encuestas Demographic and Health Surveys (DHS).

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1999; Lurie et al, 2003). Teniendo en cuenta que estas investigaciones indican que la conducta de los hombres parece ser más problemática, y considerando que el análisis cuantitativo de la infidelidad por parte de las mujeres puede verse imposibilitado por la escasez de casos positivos, en el presente trabajo nos limitamos a comprender las relaciones extramatrimoniales de los hombres casados. En concreto, la investigación se centra en un país del sur de África, Malawi, que, como explicaremos más adelante, puede ser considerado un país típico de la región por diversas razones. Entre todos los factores que han sido considerados en la literatura como cruciales para entender por qué ciertos individuos, en la región subsahariana, son más proclives a tener relaciones fuera del matrimonio que otros, hay un aspecto que nos interesa especialmente: las expectativas individuales sobre el comportamiento de los demás. Diversos estudios de tipo cualitativo han mostrado que, en muchas partes del África subsahariana, las definiciones de masculinidad están estrechamente relacionadas con la demostración de destrezas en el ámbito sexual a través de numerosas parejas sexuales (Varga, 1997; Kaler, 2003; Smith, 2007). Incluso, el número de conquistas está asociado a la masculinidad por ser también una señal de poder económico, de capacidad para mantener económicamente. La asociación entre el nivel socioeconómico y las relaciones sexuales en África subsahariana encaja en sociedades donde hombres y mujeres ven con normalidad que el sexo esté unido a la provisión de regalos materiales u otro tipo de soporte económico por parte del hombre (Luke, 2006; 2007; Tawfik y Watkins, 2007). De hecho, aunque la motivación de las mujeres para mantener relaciones extramatrimoniales pueda ser diversa (Tawfik y Watkins, 2007), la idea generalizada, especialmente entre los hombres, es que las mujeres buscan una ayuda económica, puesto que están más afectadas por la pobreza y tienen menor disponibilidad de moneda. No obstante, no podría decirse que el comportamiento infiel es aplaudido y normativamente apoyado, puesto que, de acuerdo con los datos que analizamos en este estudio sobre la población rural de Malawi, sólo el 7% de los hombres casados está de acuerdo con la afirmación de que es aceptable para un hombre casado tener relaciones sexuales fuera del matrimonio. Es más, la expansión de numerosas iglesias por el sur y este de África, en las que se condena públicamente la infidelidad masculina y femenina (Clark, 2010), y la devastación provocada por la epidemia de VIH/SIDA pueden haber obligado a los subsaharianos a replantearse ciertas creencias, normas y definiciones. Para entender el papel de las expectativas sobre el comportamiento ajeno en la conducta individual, debemos revisar, además de la literatura mencionada sobre las actitudes y los valores predominantes en sociedades africanas, las investigaciones acerca de cómo las expectativas y creencias son actualizadas, reforzadas o corregidas, en grupo. En sociedades donde el acceso a los medios de comunicación de masas y la publicación de encuestas está muy restringido, la principal vía que tienen las personas para conocer las opiniones, actitudes y comportamientos mayoritarios es la comunicación interpersonal. Las conversaciones informales y las reuniones comunitarias como las que tienen lugar en la iglesia son fuentes clave de este tipo de información. “La comunicación en grupo,

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cuando es exitosa, genera creencias y expectativas comunes, que a su vez hacen posible la acción coordinada”3 (Bicchieri, 2006). Entender el establecimiento de normas sociales, la difusión de innovaciones o la acción colectiva como juegos de coordinación tiene sus bases en los trabajos de Schelling (1971; 1978) y Granovetter (1973; 1978), donde la elección de los individuos por una acción o su alternativa depende de la proporción del grupo de referencia que haya optado por esa determinada acción con anterioridad. Una vez que dicha proporción, que es distinta para cada individuo, es alcanzada, la persona decidirá ajustar su comportamiento al del grupo. De acuerdo con estas teorías, Bicchieri (2006) condiciona la existencia de una norma social a que exista un sector suficiente de la población que prefiera cumplir dicha norma si cree que un porcentaje suficiente del grupo actúa ya conforme a esa regla (expectativas empíricas) y un porcentaje suficiente también cree que una persona debe comportarse de tal manera (expectativas normativas). En un trabajo posterior (Bicchieri y Xiao, 2008), la autora muestra que, en situaciones donde hay una contradicción notable entre las expectativas empíricas y las normativas, son las primeras las más influyentes sobre la conducta individual. Los modelos de redes sociales, la teoría del contagio por ejemplo, han llamado la atención sobre la relevancia de la estructura de las redes sociales para entender fenómenos como la difusión de innovaciones (Rogers, 1995; Scherer y Cho, 2003). Entienden que los individuos adoptan actitudes y comportamiento de otros de acuerdo con su proximidad en la red. Además, el tipo de enlaces entre los actores, débiles o fuertes (Granovetter, 1973) determina la clase de información que fluye y los procesos de influencia que tienen lugar en la red. La normas y convenciones tienden a solidificarse cuando las interacciones son intensas y frecuentes, cuando los grupos son pequeños y pueden ejercer mayor presión y control social sobre sus miembros. En relación con el tema de interés en este trabajo, podemos pensar que la fuerza de la norma sobre fidelidad en el matrimonio será percibida de distinta manera según el comportamiento dominante en el grupo de referencia, el cual es conocido a través de las interacciones sociales. Las personas que crean que nadie a su alrededor es infiel verán muy elevados los costes de serlo y tenderán a comportarse de forma coherente. Al mismo tiempo, aquellos que perciban que las relaciones extramatrimoniales están extendidas en el grupo interpretarán que la norma es débil y la infidelidad está, al menos, tolerada. Además de testar la hipótesis planteada, nos proponemos explorar si la influencia del grupo sobre el comportamiento personal depende del tipo de lazos establecidos con los miembros de la red. En principio, esperamos más presión cuando la red es densa y los lazos son fuertes. Debemos aclarar en este punto, que si bien existen numerosos estudios de tipo cuantitativo que han analizado la importancia de la presión social y las redes sociales sobre cuestiones cercanas al 3

Traducción propia del texto: “Group communication, when successful, generates common beliefs and expectations, which in turn make possible coordinated action”.

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comportamiento preventivo contra el VIH/SIDA (Smith y Watkins, 2005; Helleringer y Kohler, 2003; Kohler et al, 2007), la influencia sobre las relaciones extramatrimoniales sigue siendo una incógnita. La excepción es un trabajo muy reciente de Clark (2010) con datos obtenidos del mismo proyecto del que tomamos información aquí, pero referidos a olas más antiguas. En él compara el efecto del comportamiento del mejor amigo con el ejercido por la conducta de otro individuo en la red identificado por el entrevistado como conocido o amigo simplemente. Los resultados indican que la influencia de este último no es relevante al controlar por el comportamiento del amigo más cercano, que sí es crucial para entender la probabilidad de ser infiel. En nuestra opinión, el modelo explicativo debería analizar el comportamiento dominante en el grupo de referencia en su conjunto en lugar de conformarse con las actividades extramatrimoniales de individuos concretos, que han sido seleccionados por el investigador de acuerdo con criterios poco justificados. De esta manera, sería posible sacar provecho de la información disponible sobre la red de influencia, lo cual permite ligar la investigación con trabajos teóricos sólidos, como las teorías sobre las redes y las normas sociales, donde se identifican mecanismos de influencia. Teniendo en cuenta estas consideraciones, el presente estudio supone un avance en la comprensión de las relaciones extramatrimoniales en Malawi, ya que actualiza y amplia la investigación por medio de técnicas cuantitativas.

Contexto y datos Malawi es un país situado en el sureste del continente africano, con un nivel de prevalencia de VIH entre la población adulta de más del 14% (UNAIDS/WHO, 2009), situándose la prevalencia estimada en la zona rural en un 10.8% (Malawi DHS, 2004). De acuerdo con diferentes indicadores de desarrollo, como la esperanza de vida, la tasa de mortalidad infantil u otros referidos al nivel educativo, podemos afirmar que Malawi es similar a otros países subsaharianos clasificados por el Banco Mundial como dentro del grupo de bajos ingresos (World Bank, 2006). La agricultura de subsistencia caracteriza las tres regiones en que se divide el país (norte, centro y sur), aunque existen diferencias importantes entre ellas en cuanto al sistema matrimonial, la composición étnica y ciertas características socioeconómicas. El norte presenta niveles superiores de educación y riqueza, y se rige por un sistema patrilineal de herencia y control de los recursos, y por un patrón de residencia tras el matrimonio patrilocal. En el centro y en el sur, el sistema matrimonial es matrilineal y matrilocal, aunque esto último es menos riguroso en el centro, donde la residencia puede ser matrilineal y matrilocal (Helleringer y Kohler, 2003; Kohler et al, 2007). Las relaciones sexuales extramatrimoniales son frecuentes tanto en mujeres como en hombres, de acuerdo con diversos estudios cualitativos (Tawfik, 1993; Tawfik y Watkins, 2007), aunque parece estar mucho menos aceptado socialmente que una mujer casada tenga sexo con otros hombres. El porcentaje de mujeres que admite haber sido infieles en las encuestas es muy pequeño, lo cual puede

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responder tanto a la menor prevalencia de este comportamiento entre mujeres, como a una mayor tendencia a falsear la respuesta por cuestiones de deseabilidad social. En cuanto a los hombres, de acuerdo con los datos que utilizamos en este estudio sobre casados residentes en zonas rurales, alrededor del 23% afirma que su mejor amigo casado ha mantenido relaciones extramatrimoniales en los últimos 12 meses. Además, aproximadamente el 30% de los hombres casados en 2004 consideran que otras parejas sexuales distintas a su/s mujer/es son la fuente de transmisión de VIH/SIDA que más les preocupa. El estudio empírico que realizamos utiliza los datos procedentes de Malawi Diffusion and Ideational Change Project (MDICP). El objetivo fundamental de este proyecto es aportar información sobre las interacciones sociales y el comportamiento y las actitudes con respecto a los métodos anticonceptivos modernos y el VIH/SIDA en zonas rurales de Malawi. El MDICP aporta datos cualitativos y cuantitativos. En este estudio, nos servimos de la información cuantitativa, que consiste en una encuesta longitudinal a hogares llevada a cabo en 1998, 2001, 2004 y 2006 en tres distritos rurales, uno en cada región del país: Rumphi, en el norte, Mchinji, en el centro, y Balaka, en el sur. El marco muestral inicial eran mujeres alguna vez casadas con edades entre 15 y 49 años y sus maridos (si estaban casadas en el momento de la encuesta). El tamaño de muestra ha cambiado en el periodo desde 1998 hasta 2006. La primera encuesta incluía 1500 mujeres y 1100 maridos, lo cual es una muestra aceptablemente representativa de la población rural casada. En 2001 nuevas mujeres fueron añadidas y algunas personas que no pudieron ser localizados en 1998 fueron entrevistadas. En 2004 la muestra fue ampliada con una muestra aleatoria de adolescentes con el fin de corregir la infrarepresentación de mujeres jóvenes debido al envejecimiento de la muestra. En 2006, los esposos de los adolescentes casados también fueron entrevistados. En el presente estudio sólo tomamos los datos sobre hombres casados de las dos últimas olas de la encuesta, de manera que contamos con 1023 hombres en 2004 y 1126 hombres en 2006. No obstante, puesto que parte del análisis que realizamos es longitudinal, la muestra se limita en esa sección a 625 hombres casados presentes en los dos puntos en el tiempo. Algunos estudios sobre los potenciales problemas derivados del carácter panel de esta encuesta concreta revelan que la perdida de individuos entre olas no implica sesgos relevante en distintos indicadores socioeconómicos (BignamiVan Assche et al., 2003; Anglewicz, et al., 2006).

Variables La variable dependiente refleja si el entrevistado ha tenido relaciones sexuales en el último año con alguna persona que no sea ninguna de sus esposas. Téngase en cuenta que la muestra incluye hombres en matrimonios monógamos y polígamos. En ambas olas, se les plantea a los hombres varias preguntas sobre las tres últimas parejas sexuales que han tenido en los 12 meses anteriores a la

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encuesta. Hemos considerado que los hombres que mencionan alguna pareja distinta a su/s mujer/es han tenido relaciones extramatrimoniales. Sólo en 2006 el cuestionario pregunta específicamente si la pareja era una esposa anterior. Con el fin de evitar considerar infidelidad una relación con una mujer anterior con la que el hombre todavía estaba casado en ese momento, comprobamos si aquellos que mencionan este tipo de pareja, han tenido algún matrimonio que haya finalizado en 2005 o 20064. Si es así, entonces no consideramos la relación como extramatrimonial.

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Puesto que no existe información específica sobre el mes en que tuvo lugar la ruptura y la mayor parte de las entrevistas se realizaron a mitad del año 2006, hemos adoptado el criterio descrito para el cálculo de la variable.

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Tabla 1. Descripción de las variables introducidas en los modelos, 2004 y 2006. 2004

2006

88.0 12.0

90.1 9.9

40.7 (12.4)

40.7 (13.3)

Nivel educativo Nunca asistió a la escuela Primaria Secundaria o más

14.6 69.5 15.8

16.8 67.0 16.2

Gasto en prendas de vestir Nulo Algún gasto 25% que más ha gastado

45.1 29.6 25.3

35.7 38.3 26.0

Religión Musulmán Católico Protestante Otros

22.1 16.8 41.2 20.0

26.7 16.6 24.5 32.2

Asistencia a la iglesia por última vez La semana anterior Mes anterior Hace más de un mes/nunca

64.5 22.9 12.6

68.2 24.7 7.0

9.1 (9.3)

9.1 (9.3)

16.4 83.6

15.4 84.6

13.2 (10.7)

13.2 (10.7)

Residencia fuera del hogar Menos de un mes Al menos un mes en último año

84.9 15.1

85.7 14.3

Región Sur Centro Norte

31.8 34.5 33.8

31.6 35.6 32.8

Ningún infiel en la red Menos de la mitad son infieles 50% o más son infieles en la red Sin red

64.8 13.3 12.6 9.2

58.2 19.5 20.6 1.7

N Nota:Desviaciones típicas entre paréntesis Los casos perdidos de todas las variables han sido eliminados

847

954

Sexo fuera del matrimonio No Sí Edad

Conocidos muertos por SIDA Tipo de matrimonio Poligámico Monogámico Duración último matrimonio actual

Proporción de infieles en la red (cont)

Las variables explicativas incluidas en el análisis miden diferentes características individuales y del matrimonio que han sido consideradas relevantes en la literatura, aunque el sentido e intensidad

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de sus efectos no han sido clarificados aún en la mayor parte de los casos. Además incluimos el factor central, dados los objetivos de este estudio, que se refiere al comportamiento extramatrimonial que tienen, según el entrevistado, las personas con las que interactúa. Comenzando por la edad, debemos aclarar que en 2004 la variable está construida a partir de varias fuentes de información, ya que sólo una parte de la muestra es preguntada por su edad. Dicha parte está constituida por hombres a los que se administró otro cuestionario adicional una vez que admitieron que se les tomaran muestras para analizar si padecían alguna infección de transmisión sexual. Para el resto de hombres, hemos calculado su edad a partir de la información aportada en 2006. En caso de que no hayan sido entrevistados en 2006, nos servimos de los datos correspondientes a 2001, todo ello, con el fin de reducir al mínimo el número de casos perdidos. El mismo procedimiento se ha seguido con la variable educación, que está dividida en tres categorías. La evidencia encontrada hasta ahora acerca del sentido en que el nivel educativo influye sobre las relaciones extramatrimoniales es ambigua, ya que en ciertos estudios el efecto observado es positivo, en otros, negativo, y en otros, no significativo (Isiugo-Abanihe, 1994; Ahlburg et al, 1997; O’Connor, 2001; Clark, 2010) El estatus económico del entrevistado es medido con un indicador acerca del gasto en ropa, telas para ropa y zapatos para él mismo en los últimos tres meses. La variable original es continua y está medida en kwacha (o moneda oficial de Malawi). Ya que un porcentaje muy elevado de hombres casados (45% en 2004 y 35% en 2006) dice no haber gastado nada en estos productos, hemos creado una variable con tres valores cuya categoría superior incluye el 25% de los hombres que más gasta, y la inferior se refiere a los que no se han costeado nada. Consideramos que ésta es una manera adecuada de medir el perfil económico que nos interesa porque atiende a la disponibilidad de dinero, y no tanto de bienes o propiedades. Puesto que diversos estudios enfatizan la asociación positiva que se da en países subsaharianos entre el número de relaciones sexuales no matrimoniales y la capacidad del hombre para ofrecer dinero o regalos tanto en relaciones comerciales como de otro tipo (Hunter, 2005; Mishra et. 2007; Bingenheimer, 2010), esperamos que la capacidad de consumo, o más bien el consumo realizado, sea un factor explicativo de la probabilidad de tener relaciones fuera del matrimonio. La influencia de la religión o confesión, al igual que en el caso del nivel educativo, no es común en todos los países (Isiugo-Abanihe, 1994; Kimuna y Djamba, 2005). En el caso de Malawi, Clark (2010) encuentra efectos opuestos dependiendo del punto en el tiempo que analice. La religión a la que se adscribe el entrevistado es medida en este trabajo por un indicador que resume las distintas iglesias mencionadas en las entrevistas en cuatro categorías: católico, musulmán, protestante, y otros. En la categoría residual, que incluye iglesias africanas independientes, hemos introducido a los que dicen no profesar ninguna religión, que son el 1.8% en 2004 y el 0,9% en 2006. Con el fin de tener en consideración la religiosidad del entrevistado, también medimos la frecuencia de asistencia a la

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iglesia, con una variable que registra cuándo fue la última vez que el individuo asistió: en la última semana, en el último mes, con anterioridad al último mes o nunca. Nos llama la atención que en muchos análisis empíricos del sexo fuera del matrimonio no se haya tenido en cuenta la percepción del riesgo de ser infectado con el VIH. Suponemos que la epidemia ha aumentado los riesgos de la infidelidad, especialmente cuando el uso del preservativo en Malawi, como en otros países subsaharianos, aún no está generalizado (Cleland y Ali, 2006; Bankole et al. 2007; Chimbiri, 2007). Por ello, esperamos que las personas más conscientes de la severidad de la epidemia tiendan a reducir conductas con más riesgo como las relaciones fuera del matrimonio. Este factor entra en el modelo como una variable continua que mide el número de personas que el entrevistado ha conocido y cree que han muerto de SIDA. Hemos preferido este indicador por ser más claramente exógeno que el riesgo percibido de ser infectado, puesto que tal percepción podría estar afectada a su vez por el comportamiento sexual del individuo, que es, en definitiva, lo que pretendemos explicar. En relación con el tipo de matrimonio, tenemos en cuenta si el hombre está casado con una o con varias mujeres y la duración del último matrimonio que todavía continúa. La evidencia empírica sobre la influencia del matrimonio poligámico no es concluyente (Isiugo-Abanihe, 1994; Carael et al, 2001; Reniers y Tfaily, 2008). Algunos autores señalan, además, que la tradicional institución de la poligamia, considerablemente debilitada por la expansión del Cristianismo en Malawi y otros países (Kaler, 2001), puede haber generado, o al menos consolidado la creencia entre la población de que los hombres necesitan muchas parejas sexuales para satisfacer sus apetitos sexuales (Caldwell et al. 1993). A pesar de ello, también puede haber restringido tal multiplicidad al ámbito del matrimonio (Mitsunaga et al, 2005). Un factor que es presentado en la literatura como determinante de la probabilidad de tener relaciones fuera del matrimonio es la migración (Hirsch et al. 2002; Wolffers et al, 2002; Lurie et al, 2003; Yang, 2006). Los hombres que van a trabajar temporalmente a las ciudades, lejos del control social de familiares y amigos, son considerados habitualmente como un vector crucial en la propagación del VIH, porque sirven de conectores de redes sexuales. El indicador con el que medimos este aspecto en el análisis distingue entre aquellos que han residido fuera del distrito más de un mes en los últimos 12 meses y los que no. También hemos considerado de interés introducir la región del país en que reside el hombre (norte, centro y sur) debido a las diferencias culturales (Helleringer y Kohler, 2003; Chimbiri, 2006) y de frecuencia de relaciones extramatrimoniales que presentan, siendo el sur donde observamos un porcentaje de hombres infieles mayor. Clark (2010) introduce tres indicadores más que nosotros no contemplamos: haber tenido un hijo en el último año, haber comenzado un matrimonio en ese mismo periodo, y el número de hijos. No nos es posible introducir el primero de estos factores, porque la información al respecto en 2006 está disponible para una parte muy limitada de la muestra. No obstante reconocemos el interés de

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comprobar si los periodos de abstinencia postparto inducen a la infidelidad (Glynn et al, 2001a). En cuanto a los matrimonios recientes, creemos que es un error introducir tal cual esta medida. Clark trata de observar si los hombres mantienen relaciones sexuales con mujeres que pronto serán sus esposas. Sin embargo, esto sólo puede ser considerado como relación extramarital cuando el individuo estaba casado con otra persona en ese momento. Por tanto, a no ser que especifiquemos si en ese punto dentro del año previo el hombre estaba ya casado o no, lo cual es complicado puesto que no disponemos de esa información en meses, no podemos estimar el efecto. Además, esta variable estaría muy asociada al tipo de matrimonio, ya que los que hubieran sido tenido sexo extramatrimonial con una futura esposa serían más probablemente polígamos que monógamos cuyo anterior matrimonio finalizó en el último año. Retomando el principal objetivo de la investigación, que es conocer la relevancia de la conducta de las personas cercanas sobre el comportamiento individual, construimos una medida del porcentaje de individuos que el entrevistado cree que han tenido relaciones extramatrimoniales en el último año respecto a todos aquellos hombres casados que conforman su red. Ha de tenerse en cuenta que esta red es sólo una aproximación a la red de referencia de casados con los que interactúa, ya que se refiere a los individuos, cuatro como máximo, con los que el individuo dice haber hablado sobre SIDA alguna vez. En resumen, dividimos el número de infieles entre el número de casados en la red. Con el fin distinguir la influencia de personas en la red de acuerdo con el tipo de relación que les une al entrevistado, diferenciamos entre el comportamiento del identificado por el individuo como su mejor amigo casado, utilizando una variable dicotómica, y la conducta del resto de casados, con una variable con tres valores, donde la categoría superior se refiere a individuos con una red en la que al menos el 50% ha sido infiel, y la inferior a aquellos con redes en las que la infidelidad está ausente. Otra estrategia para explorar la relevancia del tipo de lazos o relaciones en la red es la introducción de una medida de densidad. En este caso, el indicador toma valor 1 cuando todos los individuos en la red, exceptuando el propio entrevistado, son amigos o confidentes entre sí, y 0 si no cumplen esta condición. Hemos preferido que el indicador se refiera a la red al completo, incluyendo casados y no casados, para tener una medida más amplia del mapa de interacciones del entrevistado. Una red muy densa identifica un grupo con relaciones sociales y emocionales intensas y frecuentes, y tiende a favorecer la presión normativa sobre sus miembros.

Metodología Teniendo en cuenta que nuestra variable dependiente es dicotómica (haber tenido relaciones extramatrimoniales en los últimos 12 meses o no), utilizamos modelos de regresión logística multivariada para realizar el análisis transversal en cada una de las olas, 2004 y 2006.

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La ecuación que pretendemos resolver se puede escribir de la siguiente manera:

⎛ p ln⎜⎜ i ⎝ 1 − pi

⎞ ⎟⎟ = X iβ1 + Ri β 2 + ui ⎠

donde pi es la probabilidad de que un hombre casado i haya tenido al menos una relación extramatrimonial en el último año, X se refiere a las características observadas del individuo y su matrimonio, R engloba las características de la red social de comunicación sobre SIDA, y

es el

error. Los análisis transversales de la influencia que ejercen las relaciones interpersonales sobre la conducta y actitudes del individuo pueden resultar insuficientes para identificar efectos causales. Los resultados de dichos análisis serían aceptables si las relaciones sociales son atribuidas aleatoriamente entre los individuos, o lo que es lo mismo, si estos últimos tienen iguales oportunidades para interactuar con otros y, además, no eligen a las personas con las que se comunican de acuerdo con características que favorecen o dificultan el comportamiento que queremos explicar. En el caso de las relaciones fuera del matrimonio, tiene sentido pensar que aquellos maridos con mayor tendencia a la infidelidad tienen más probabilidad de juntarse con otros hombres con gustos o actitudes semejantes. Un ejemplo claro sería el de hombres que suelen acudir a locales donde se ejerce la prostitución, pues parece menos probable que entablen relaciones estrechas de amistad con hombres contrarios al sexo fuera del matrimonio. Por tanto, es poco realista suponer que las redes sociales son factores exógenos, como ha de hacerse cuando se realiza el análisis transversal. Una solución que se ha planteado en múltiples estudios sobre redes sociales y su efecto en el individuo es la utilización de modelos panel con estimación de efectos fijos, puesto que permiten controlar también por la heterogeneidad no observada entre los entrevistados, la cual puede influir en la selección de las redes sociales. Suponiendo que dicha heterogeneidad es constante en el tiempo, el modelo admite que los regresores estén asociados únicamente con el componente del error que es invariable. Para realizar este análisis, necesitamos que la información haya sido recogida en al menos dos momentos en el tiempo. Por tanto, la ecuación se resume de la siguiente manera:

⎛ p ln⎜⎜ it ⎝ 1 − pit

⎞ ⎟⎟ = X itβ1 + Rit β 2 + α i + uit ⎠

donde αi se refiere a las características no observadas y constantes en el tiempo, que son extraídas del término de error.

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Esta estrategia metodológica no es la panacea, porque tiene ciertas limitaciones. En primer lugar, es menos eficiente porque sólo puede ser calculado sobre aquellos individuos que han cambiado su comportamiento de una ola a otra, por lo que el tamaño de muestra se reduce considerablemente. En segundo lugar, no permite estimar los efectos de todas aquellas variables explicativas o de control que son constantes en el tiempo, ya que son extraídas del modelo junto con el componente no observado y constante del error. Por estas razones, hemos decidido añadir un tercer tipo de análisis que supere estas restricciones y permita aproximarse a una estimación del efecto de la red menos afectada por el problema de selección. Puesto que suponemos que la tendencia predominante de los individuos es a elegir personas afines con las que relacionarse, y no al contrario, vamos a analizar la probabilidad de cambiar de comportamiento de una ola a otra cuando la red se comporta de forma contraria al entrevistado en el primer punto en el tiempo que se analiza. Con esta técnica tratamos de observar la tendencia individual a aunar el comportamiento con el dominante en la sociedad o grupo de referencia. El modelo estimado, en el que las variables colocadas en el lado derecho de la ecuación están medidas en la primera ola, 2004, es el siguiente: logit Δyi = X iβ1 + difRi β 2 + ui donde difR mide si el individuo se comporta de forma contraria a la red.

Análisis empírico

El análisis multivariado sobre la relevancia de las relaciones interpersonales en la conducta sexual fuera del matrimonio está divido en tres partes. En una primera aproximación, realizamos un análisis de sección cruzada en el que comprobamos los efectos que las variables de interés tienen sobre la probabilidad de que un hombre casado haya sido sexualmente infiel en el último año. Los mismos modelos explicativos son aplicados a dos muestras distintas, aunque solapadas parcialmente, que corresponden a dos olas contiguas del estudio longitudinal –2004 y 2006. Con el fin de aprovechar las ventajas de una encuesta panel, incluimos una segunda parte del estudio que consiste en un análisis panel con un modelo de efectos fijos, cuyos beneficios y limitaciones hemos explicado en la sección sobre metodología. La tercera parte del análisis también se realiza sobre hombres casados presentes en las dos olas, para explicar el cambio, con independencia del sentido, en el comportamiento de un punto a otro en el tiempo.

13

La tabla 2 resume los efectos que los diversos factores de interés ejercen sobre el hecho de tener relaciones sexuales con alguna pareja que no sea la esposa, o esposas en el caso de matrimonios polígamos. En concreto, la relación que más nos interesa de las plasmadas en la tabla 2 es la relevancia que la percepción individual acerca del comportamiento sexual extramatrimonial de los miembros casados de la red tiene sobre la probabilidad de que dicho individuo sea sexualmente infiel. En este punto conviene tener presente que dicha red está formada por las personas con las que el entrevistado ha hablado de SIDA alguna vez, y, por tanto, es una medida aproximada de la red de referencia. De acuerdo con las explicaciones del funcionamiento de las normas sociales y la influencia de las expectativas acerca de la conducta ajena sobre el comportamiento individual, se espera que la proporción de individuos casados en la red de referencia que han sido infieles a sus mujeres los últimos 12 meses influya positivamente sobre la probabilidad de tener sexo fuera del matrimonio. En el modelo 1 asumimos que la asociación entre dicha proporción y la transformación logarítmica de la variable dependiente es lineal. En el modelo 2, comprobamos si el efecto es mayor en el tramo superior de la variable explicativa a través de utilizar una variable categórica en lugar de una medida continua.

14

Tabla 2. Regresión logística de tener relaciones extramatrimoniales, para hombres casados con o sin compañeros de red en 2004 y 2006. Modelo 1

Edad Nivel educativo Nunca asistió a la escuela (ref) Primaria Secundaria o más Gasto en prendas de vestir Nulo (ref) Algún gasto 25% que más ha gastado Religión Musulmán (ref) Católico Protestante Otros Asistencia a la iglesia por última vez La semana anterior (ref) Mes anterior Hace más de un mes/nunca

Conocidos muertos por SIDA Tipo de matrimonio Poligámico (ref) Monogámico

Duración último matrimonio actual Residencia fuera del hogar Menos de un mes (ref) Al menos un mes en último año Región Sur (ref) Centro Norte

Proporción de infieles en la red (cont)

Modelo 2

2004

2006

2004

2006

-0.016

-0.026*

-0.014

-0.027*

(0.013)

(0.016)

(0.013)

(0.016)

0.125

0.287

0.202

0.291

(0.336)

(0.331)

(0.337)

(0.329)

0.298

0.149

0.398

0.226

(0.463)

(0.492)

(0.461)

(0.488)

0.653**

-0.086

0.653**

-0.061

(0.284)

(0.298)

(0.283)

(0.297)

0.959***

0.023

0.960***

0.067

(0.296)

(0.317)

(0.294)

(0.315)

-0.435

-0.282

-0.454

-0.334

(0.417)

(0.445)

(0.414)

(0.444)

-0.504

-0.852*

-0.491

-0.779*

(0.373)

(0.460)

(0.368)

(0.451)

-0.814*

-0.494

-0.720

-0.476

(0.479)

(0.470)

(0.472)

(0.469)

-0.021

0.097

-0.014

0.091

(0.287)

(0.281)

(0.285)

(0.280)

0.400

0.214

0.359

0.161

(0.357)

(0.516)

(0.356)

(0.516)

-0.035*

0.008

-0.033

0.006

(0.021)

(0.016)

(0.020)

(0.016)

0.522

-1.823***

0.542

-1.817***

(0.409)

(0.335)

(0.407)

(0.336)

-0.016

-0.001

-0.017

0.000

(0.017)

(0.019)

(0.017)

(0.019)

-0.134

0.354

-0.118

0.359

(0.309)

(0.306)

(0.305)

(0.304)

-1.350***

-0.033

-1.389***

-0.087

(0.357)

(0.461)

(0.354)

(0.458)

-0.509

-0.814*

-0.542

-0.797*

(0.415)

(0.464)

(0.411)

(0.466)

2.141***

2.378***

(0.349)

(0.376) 0.570* (0.320)

0.401 (0.342)

1.545***

1.636***

(0.274)

(0.286)

Ningún infiel en la red (ref) Menos de la mitad son infieles 50% o más son infieles en la red Sin red Constante Observaciones

-0.378

0.156

-0.379

0.109

(0.499)

(1.102)

(0.503)

(1.103)

-1.898***

0.050

-2.026***

0.106

(0.723)

(0.764)

(0.730)

(0.779)

847

951

847

951

Errores estándar entre paréntesis * significativo al 10%; ** significativo al 5%; *** significativo al 1%

15

Pero antes de atender a esta cuestión, observemos cuál es la relevancia del resto de variables en el modelo. Como era de esperar, la edad influye negativamente sobre la probabilidad de ser infiel, aunque el efecto sólo es estadísticamente significativo en 2006. El nivel educativo, sin embargo, no parece estar asociado al comportamiento sexual fuera del matrimonio. Como ya hemos mencionado en la sección dedicada a las variables, otros estudios muestran resultados ambiguos sobre la influencia de dicha característica, por lo que éste no es un resultado sorprendente. El consumo de prendas de vestir para uno mismo sí aumenta de forma sustantiva la probabilidad de tener relaciones extramatrimoniales en 2004 pero no en 2006. Los hombres que están entre el 25% que más gasta tienen más probabilidad de tener relaciones extramatrimoniales que aquellos que reportan un gasto nulo. El efecto es menor pero también destacable para el resto de hombres casados en comparación con la categoría de referencia. Teniendo en cuenta que hemos tomado este indicador como medida de la capacidad de gasto y la disponibilidad de moneda, el efecto positivo es coherente con los estudios que enfatizan la importancia del intercambio de sexo por bienes materiales que tiene lugar en las relaciones sexuales, no sólo en las puramente comerciales, en Malawi, así como en otros países subsaharianos (Luke, 2006; Tawfik y Watkins, 2007). En cuanto a la religión, los coeficientes tienen todos signo negativo, siendo musulmán la categoría de referencia, pero sólo son estadísticamente significativas la categoría protestante en 2006 y la categoría residual en 2004 en el modelo 1. Algunos autores han indicado que las diferencias entre hombres fieles e infieles no se deben tanto a la adscripción a religiones distintas, sino a su nivel de religiosidad. Sin embargo, la tabla 2 muestra que, tanto en 2004 como en 2006, aquellos hombres casados que dicen haber acudido por última vez a la iglesia hace más de dos meses o incluso nunca no tienen mayor probabilidad de haber tenido relaciones extramatrimoniales que aquellos que señalan haber ido a la iglesia en la última semana. Un factor que ha de tenerse en cuenta para evaluar el impacto de la epidemia de SIDA sobre el comportamiento sexual es la percepción individual del riesgo. Suponemos que el riesgo percibido de ser infectado con el VIH será mayor a medida que los individuos conozcan a más gente que ha muerto por causas relacionadas con la enfermedad. En 2004, la probabilidad de tener relaciones extramatrimoniales desciende a medida que esta variable se incrementa. El efecto es significativo en el modelo 1 y está muy cerca de serlo en el modelo 2. No obstante, en 2006 no existe evidencia empírica de dicha asociación. En cuanto a las variables acerca del tipo de matrimonio, llama la atención el fuerte efecto que la poligamia versus monogamia tiene sobre la conducta sexual en 2006; efecto que no se registra en 2004. Si calculamos los odds ratios, vemos que, en el año más reciente, el riesgo de ser infiel estando casado con más de una mujer al mismo tiempo es más de 6 veces el riesgo de serlo estando casado con una sola mujer. Por el contrario, ni la duración del último matrimonio no disuelto ni el hecho de haber

16

residido al menos un mes fuera del distrito en el que se encuentra la familia parecen ser relevantes de acuerdo con la tabla 2. La región del país sí influye sobre la conducta extramatrimonial. En 2006, la probabilidad de ser infiel es considerablemente menor tanto en el norte como en el centro especialmente en comparación con el sur. En 2004 el coeficiente de ninguna de las categorías es significativo en términos estadísticos. No obstante, si extraemos del modelo la variable acerca del porcentaje de personas en la red que son infieles, el efecto de estar en la región norte respecto a residir en el sur pasa a ser significativo. Tiene sentido pensar que parte del efecto de la región sobre el comportamiento sexual fuera del matrimonio queda absorbido por la conducta de los individuos en la red, puesto que hay más hombres casados cuyas redes tienen un alto porcentaje de individuos con parejas extramatrimoniales en el sur que en el resto de regiones. Tales resultados son difíciles de explicar desde una perspectiva de género. El sistema matrimonial en el sur es matrilineal, como ya se ha mencionado, lo que significa que los recursos materiales y la descendencia de la pareja pertenecen a la familia de la mujer. Distintos autores consideran que esta particularidad proporciona mayor autonomía a las mujeres respecto a sus maridos (Takyi, 2006; 2007), y hace que les resulte menos costoso divorciarse de hombres infieles (Reniers, 2008), puesto que los maridos tienen más a lo que renunciar en caso de disolución del matrimonio. Además, el sistema de residencia es matrilocal, es decir que la pareja habita en el pueblo u hogar de la esposa tras el matrimonio, lo cual puede interpretarse como un aumento de la capacidad de la familia de la mujer sobre las actividades de su marido. Sin embargo, de forma contraria a lo esperado de acuerdo con esta perspectiva, las relaciones extramatrimoniales son más comunes en el sur que en el resto del país. Es más, algunos análisis advierten que también las mujeres son más infieles en esta región que en las otras (Reniers and Tfaily, 2008), por lo que cabe argumentar que las diferencias regionales se derivan de la variación en el grado de aceptación social de la infidelidad en mayor medida que de las relaciones de género. Como ejercicio especulativo, podríamos interpretar que la emergencia de las normas sociales sobre la fidelidad está estrechamente ligada al supuesto de que “los seres humanos desean fuertemente criar con éxito a sus hijos biológicos” (Mackie, 1996: 1007).5 Dado que las mujeres pueden estar seguras de su maternidad, la infidelidad por parte de hombres o mujeres es menos problemática en contextos donde el linaje es matrilineal. Finalmente, el aspecto central en este estudio resulta ser muy importante para explicar el sexo fuera del matrimonio. En el modelo 1, la variable continua sobre el porcentaje de casados infieles respecto al total de casados en la red tiene un efecto notable en 2004 y 2006. El modelo 2 nos advierte de que la diferencia más sustantiva se observa entre aquellos con una red de casados en la que el 50% o más de los individuos que la forman son infieles y aquellos otros en cuyas redes nadie lo es. En otras palabras, la probabilidad de tener relaciones extramatrimoniales depende en gran medida de si la 5

Traducción propia del siguiente texto: “[…] humans strongly desire to successfully raise their biological children

17

infidelidad es una conducta generalizada o está ausente en la red de referencia. Podríamos interpretar que los hombres casados se atreven a mantener relaciones con otras parejas cuando consideran que la mayoría de las personas con las que mantiene conversaciones sobre asuntos delicados como el SIDA han adoptado esa conducta previamente. En la tabla 3 el tamaño de muestra es algo menor porque eliminamos a los individuos que no tienen red de casados, es decir, a los que no han hablado con ningún casado sobre SIDA.6 Nos quedamos sólo con individuos con red porque queremos observar la importancia del tipo de red y porque el número de hombres sin red es muy pequeño, en especial en 2006. El modelo 3 es idéntico al modelo 2 en la tabla 2, excepto por la ausencia de los hombres casados sin red. La significación de las variables y, por supuesto, los signos, no varían de forma destacable.

6

El porcentaje de hombres sin red de casados apenas difiere del porcentaje de hombres sin red (de casados o no). Menos del 3% y del 1%, en 2004 y 2006 respectivamente, de los entrevistados que han hablado con alguien de SIDA tienen una red en la que nadie está casado.

18

Tabla 3. Regresión logística de tener relaciones extramatrimoniales, para hombres casados con compañeros de red 2004 y 2006. Modelo 3

Edad Nivel educativo Nunca asistió a la escuela (ref) Primaria Secundaria o más Gasto en prendas de vestir Nulo (ref) Algún gasto 25% que más ha gastado Religión Musulmán (ref) Católico Protestante Otros Asistencia a la iglesia por última vez La semana anterior (ref) Mes anterior Hace más de un mes/nunca

Conocidos muertos por SIDA Tipo de matrimonio Poligámico (ref) Monogámico

Duración último matrimonio actual Residencia fuera del hogar Menos de un mes (ref) Al menos un mes en último año Región Sur (ref) Centro Norte Proporción de infieles en la red Ningún infiel en la red(ref) Menos de la mitad son infieles 50% o más son infieles en la red

Modelo 4 2006

2004

2006

2004

-0.017

-0.025

-0.022

(0.014)

(0.016)

(0.015)

2006

-0.027*

-0.021

-0.027*

(0.016)

(0.015)

(0.016)

0.203

0.282

0.120

0.259

0.136

0.250

(0.349)

(0.331)

(0.365)

(0.333)

(0.365)

(0.335)

0.471

0.307

0.468

0.312

0.481

0.262

(0.476)

(0.493)

(0.493)

(0.500)

(0.494)

(0.507)

0.504*

-0.101

0.482

-0.116

0.460

-0.172

(0.290)

(0.300)

(0.303)

(0.305)

(0.305)

(0.308)

0.904***

0.062

0.823***

0.048

0.815**

0.008

(0.298)

(0.315)

(0.318)

(0.319)

(0.318)

(0.321)

-0.247

-0.317

-0.206

-0.273

-0.218

-0.226

(0.425)

(0.444)

(0.462)

(0.444)

(0.462)

(0.445)

-0.379

-0.867*

-0.177

-0.849*

-0.191

-0.755

(0.378)

(0.460)

(0.403)

(0.460)

(0.404)

(0.464)

-0.565

-0.422

-0.302

-0.375

-0.299

-0.318

(0.483)

(0.473)

(0.505)

(0.470)

(0.505)

(0.470)

-0.077

0.119

0.012

0.045

-0.000

0.014

(0.296)

(0.282)

(0.310)

(0.288)

(0.312)

(0.290)

0.383

0.191

0.400

0.191

0.384

0.222

(0.361)

(0.517)

(0.382)

(0.517)

(0.383)

(0.521)

-0.033

0.007

-0.047*

0.008

-0.046*

0.008

(0.020)

(0.016)

(0.025)

(0.016)

(0.025)

(0.015)

0.500

-1.863***

0.352

-1.891***

0.367

-1.883***

(0.410)

(0.340)

(0.418)

(0.342)

(0.421)

(0.344)

-0.012

0.002

-0.002

0.005

-0.003

0.003

(0.017)

(0.019)

(0.018)

(0.019)

(0.018)

(0.020)

-0.087

0.370

-0.140

0.355

-0.135

0.385

(0.309)

(0.305)

(0.324)

(0.306)

(0.325)

(0.308)

-1.425***

-0.148

-1.384***

-0.251

-1.403***

-0.250

(0.364)

(0.461)

(0.390)

(0.460)

(0.391)

(0.459)

-0.593

-0.919*

-0.703

-1.029**

-0.703

-1.068**

(0.421)

(0.473)

(0.444)

(0.479)

(0.444)

(0.480)

0.594*

0.398

0.683**

0.430

0.786**

0.069

(0.319)

(0.343)

(0.327)

(0.345)

(0.357)

(0.442)

1.561***

1.659***

1.587***

1.665***

1.682***

1.092***

(0.274)

(0.288)

(0.289)

(0.290)

(0.332)

(0.380)

Densidad Algunos en la red no son amigos entre sí Todos en la red son amigos

0.111

0.404

0.317

-0.314

(0.303)

(0.252)

(0.397)

(0.423)

Densidad * Menos de 50% infieles Densidad * 50% más son infieles Constante

Modelo 5 2004

-0.595

0.845

(0.932)

(0.704)

-0.404

1.273**

(0.683)

(0.568)

-1.960***

0.060

-1.749**

-0.005

-1.805**

0.331

(0.751)

(0.789)

(0.794)

(0.804)

(0.801)

(0.820)

710

921

710

921

Observaciones 769 935 Errores estándar entre paréntesis * significativo al 10%; ** significativo al 5%; *** significativo al 1%

19

En el modelo 4 añadimos una característica importante de la red: la densidad. Téngase en cuenta que la muestra queda reducida a aquellos hombres casados que han hablado con al menos dos individuos sobre SIDA, puesto que el cálculo de la densidad o proporción de conexiones de amistad existentes entre los individuos de la red sin contar con el entrevistado no tiene sentido si está compuesta por una única persona. En 2006, el efecto de que todos los individuos en la red sean amigos o confidentes entre sí está cerca de ser estadísticamente significativo, mientras que en 2004 el coeficiente correspondiente no es relevante. Pero la introducción de la densidad de la red en el modelo responde al interés de observar si se produce un efecto multiplicativo con la proporción de infieles. De ahí que en el modelo 5 introduzcamos la interacción entre estas dos variables. En 2004, el efecto de la generalización de las relaciones extramatrimoniales en la red es independiente de la densidad en la misma. Sin embargo, en 2006, cuando la mayoría de individuos en la red es infiel y todos ellos son amigos, el efecto se incrementa. El resultado para este año es coherente con la idea de que la presión social que ejercen los grupos cerrados, donde abundan los lazos fuertes, es mayor. En redes donde los miembros se conocen bien los unos a los otros, los individuos concretos tendrán más dificultades para comportarse de forma distinta al común de la sociedad. El resultado correspondiente a la muestra de 2004, sin embargo, nos advierte de que no tenemos evidencia suficiente para interpretar que el efecto del comportamiento de los demás depende del tipo de red. Otra forma de observar si la relevancia de la conducta de los otros depende del grado de presión social que puedan ejercer sobre el individuo o de la cercanía al mismo es hacer una distinción entre el comportamiento del mejor amigo casado y el correspondiente al resto de casados en la red. Esta estrategia de análisis es parecida a la que utiliza Clark (2010), aunque con una diferencia importante. Clark no incluye la conducta de la red de casados que no son el mejor amigo, sino el comportamiento extramatrimonial del primer hombre el entrevistado identifica como conocido o amigo simplemente. La razón por la que la conducta de este compañero de red sea más relevante que la del resto queda sin explicar. Por otra parte, las teorías acerca de los mecanismos de influencia de las normas sociales sobre la conducta individual tienden a considerar que las expectativas que influyen en las decisiones se refieren al comportamiento del grupo o sociedad en su conjunto, en lugar de referirse a actores concretos (Bicchieri, 2006). Esto no quiere decir que no existan personajes concretos que ejerzan mayor influencia, como los líderes religiosos, pero en gran parte su influencia se debe a que los individuos saben que otras muchas personas también les escuchan y les tienen en consideración. En la tabla 4, el modelo 6 incluye una variable que mide si el mejor amigo ha sido (o el entrevistado cree que ha sido) infiel y otro indicador referido a la proporción de infieles en la red de casados, excluyendo al mejor amigo. Tanto en 2004 como en 2006, ambos factores son fundamentales para entender la probabilidad de tener relaciones sexuales extramatrimoniales. La conducta del mejor amigo tiene más peso, pero, si la mayor parte de los demás casados han tenido otras parejas sexuales además de sus esposas, la probabilidad de ser infiel aumenta con independencia del comportamiento del mejor amigo y del resto de factores en el modelo.

20

Tabla 4. Regresión logística de tener relaciones extramatrimoniales, para hombres casados con algún compañero de red más que su mejor amigo, en 2004 y 2006. Modelo 6 Edad Nivel educativo Nunca asistió a la escuela (ref) Primaria Secundaria o más Gasto en prendas de vestir Nulo (ref) Algún gasto 25% que más ha gastado Religión Musulmán (ref) Católico Protestante Otros Asistencia a la iglesia por última vez La semana anterior (ref) Mes anterior Hace más de un mes/nunca Conocidos muertos por SIDA Tipo de matrimonio Poligámico (ref) Monogámico Duración último matrimonio actual Residencia fuera del hogar Menos de un mes (ref) Al menos un mes en último año Región Sur (ref) Centro Norte Conducta del mejor amigo casado Fiel (ref) Infiel Proporción de infieles en la red Ningún infiel en la red(ref) Menos de la mitad son infieles 50% o más son infieles en la red Constante Observaciones

2004

2006

-0.026* (0.015)

-0.021 (0.016)

-0.069 (0.359) 0.384 (0.489)

0.216 (0.334) 0.290 (0.501)

0.639** (0.302) 0.831*** (0.313)

-0.049 (0.301) 0.099 (0.319)

-0.319 (0.441) -0.242 (0.388) -0.628 (0.502)

-0.346 (0.444) -0.891* (0.470) -0.470 (0.472)

-0.179 (0.311) 0.449 (0.371) -0.040* (0.023)

0.119 (0.284) 0.191 (0.520) 0.013 (0.016)

0.507 (0.420) 0.000 (0.018)

-1.933*** (0.340) -0.002 (0.019)

-0.067 (0.324)

0.301 (0.312)

-0.205 (0.385) -0.538 (0.438)

-1.421*** (0.463) -1.004** (0.477)

1.256*** (0.255)

1.341*** (0.270)

-0.277 (0.454) 1.170*** (0.310) -1.773** (0.783) 738

0.198 (0.346) 0.831*** (0.297) -0.035 (0.791) 930

Errores estándar entre paréntesis * significativo al 10%; ** significativo al 5%; *** significativo al 1%

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Como ya hemos mencionado en la sección sobre metodología, el estudio de la influencia de las redes sociales en la opinión y conducta individual se ve dificultado por potenciales problemas de endogeneidad. Con este término nos referimos fundamentalmente al hecho de que la estimación del efecto puede ser incorrecta por no contemplar la posibilidad de que, no sólo ciertas características de la red pueden influir sobre el individuo, sino que también el individuo puede haber escogido la red de acuerdo con dichas características. En lo que se refiere al problema concreto de esta investigación, si hombres más propensos a tener parejas sexuales fuera del matrimonio tienden a relacionarse con hombres infieles, la estimación en los modelos anteriores no lograría distinguir entre el efecto de la relación interpersonal y la tendencia diferencial hacia la práctica del sexo fuera del matrimonio. Para subsanar en cierta medida este problema, realizamos un análisis panel con un modelo de efectos fijos que nos exime de asumir que ciertas características no observadas y constantes en el tiempo son independientes de las variables explicativas en el modelo. En el caso de las redes sociales, podemos sospechar que los hombres tiendan a establecer relaciones, especialmente de amistad, con hombres cuyos gustos, opiniones y conductas sean parecidas a las suyas, e incluso, podemos pensar en condiciones sociales y geográficas que ofrezcan oportunidades diferenciales para mantener interacciones sociales. En la tabla 5 están resumidos los resultados del análisis de una muestra que, recordemos, está compuesta por hombres casados presentes en las dos olas, 2004 y 2006, que han cambiado de conducta extramatrimonial entre una y otra entrevista. Por otra parte, sólo están incluidas en el modelo aquellas variables que varían con el tiempo. Por tanto, el nivel educativo, la edad, la duración del último matrimonio, la religión y la región son extraídas.

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Tabla 5. Análisis panel con modelos de efectos fijos de tener relaciones extramatrimoniales, para hombres casados entrevistados en las dos olas. Gasto en prendas de vestir Nulo (ref) Algún gasto 25% que más ha gastado Asistencia a la iglesia por última vez La semana anterior (ref) Mes anterior Hace más de un mes/nunca

Conocidos muertos por SIDA Tipo de matrimonio Poligámico (ref) Monogámico Residencia fuera del hogar Menos de un mes (ref) Al menos un mes en último año

Modelo 7

Modelo 8

0.829** (0.354) 0.929* (0.512)

0.782** (0.346) 0.593 (0.523)

0.470 (0.553) 0.502 (0.807)

0.270 (0.496) 0.546 (0.810)

-0.019 (0.039)

-0.009 (0.038)

-1,452 (1,314)

-1,093 (1,137)

0.542 (0.749)

0.589 (0.704)

Conducta del mejor amigo casado Fiel (ref) Infiel Proporción de infieles en la red (en modelo 8 el mejor amigo está exluido) Ningún infiel en la red(ref) Menos de la mitad son infieles 50% o más son infieles en la red Sin red Observaciones

0.220 (0.425)

-0.421 (0.537) 1.420** (0.589) -0.886 (1.252) 150

-0.593 (0.663) 0.945* (0.545) 0.480 (0.966) 150

Errores estándar entre paréntesis * significativo al 10%; ** significativo al 5%; *** significativo al 1%

La medida sobre la conducta de la red en el modelo 7 es la misma que en el modelo 2. Una variable categórica referida al porcentaje de infieles en la red de casados, incluyendo el mejor amigo. La categoría superior, es decir, la que engloba aquellos individuos en cuya red la mitad o más de los casados han tenido supuestamente relaciones extramatrimoniales en el último año tiene un efecto positivo y estadísticamente significativo. La única variable de control que también es significativa es el consumo de prendas de vestir. En el modelo 8 (Tabla 5) distinguimos entre el comportamiento del mejor amigo casado y el realizado por el resto de casados en la red. Los resultados indican que el hecho de que la mitad de los casados sea infiel es relevante, mientras que la conducta del mejor amigo no tiene un efecto causal destacable. Parece razonable pensar que los problemas de endogeneidad son

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más serios en el caso del mejor amigo, puesto que las personas tendemos a seleccionar más activamente a nuestros amigos más cercanos que al resto de gente con la que nos relacionamos. De ahí que la influencia del mejor amigo observada en el estudio transversal no se mantiene cuando controlamos por características constantes no observadas. De cualquier manera, el análisis panel con efectos fijos realizado nos permite hablar en términos de causalidad, pudiendo afirmar que existe evidencia empírica para rechazar la hipótesis nula, según la cual el entorno social no afecta a la probabilidad de que los individuos mantengan relaciones extramatrimoniales. Los resultados son coherentes con la idea de que las expectativas individuales sobre el comportamiento del grupo influyen en la conducta individual, de manera que las personas tienden a adaptar sus acciones a aquello que creen es socialmente aceptado, o al menos no rechazado. Las limitaciones del modelo de efectos fijos nos obligan, no obstante, a ser cautelosos a la hora interpretar la significación de las variables incluidas, puesto que la reducción de la muestra es notable, y eso tiende a generar estimaciones menos eficientes. Esto puede explicar, al menos en parte, que sólo una de las variables de control es significativa. Además, la eliminación de las variables que no varían en el tiempo nos impide conocer su efecto sobre la dependiente. Para completar el análisis, añadimos un modelo con el que tratamos de enfrentarnos a varios problemas al mismo tiempo. Por un lado, analizamos la influencia de las personas en la red cuando su comportamiento es contrario al del individuo, tratando de solucionar el problema de selección de redes afines, y, por otro lado, controlamos por todas las variables consideradas de interés. Todos los indicadores toman la información de 2004. En lo que se refiere al comportamiento de las personas en la red, introducimos dos variables dicotómicas que miden, respectivamente, si el mejor amigo y al menos la mitad del resto de casados tienen una conducta extramatrimonial contraria al individuo en 2004. La variable dependiente mide el cambio entre 2004 y 2006, sin tener en cuenta el sentido, del comportamiento del entrevistado. El modelo 9 en la tabla 6 nos dice que la probabilidad de cambiar (dejar de tener relaciones extramatrimoniales si se habían tenido en el año anterior a la entrevista en 2004, o viceversa) es mayor cuando el comportamiento del mejor amigo, y sobre todo, de la red en su conjunto sin incluir el mejor amigo es contraria a la del individuo. En otras palabras, aquellos hombres que tienen un mejor amigo, o una red de personas con las que interactúan, cuyo comportamiento extramatrimonial es distinto al suyo tienen una probabilidad de adoptar la conducta de sus compañeros mayor que la probabilidad de que los que se comportan acorde con su entorno modifiquen su conducta. Por tanto, los resultados sugieren una tendencia a la coordinación de los hombres casados en cuanto a sus actividades. Más en concreto, los hombres tienden a comportarse como creen que se comporta su mejor amigo, y sobre todo, la mayor parte de su red de referencia, por lo que las expectativas sobre el comportamiento del grupo parecen ser cruciales para entender la conducta individual. La interpretación del resto de coeficientes es complicada, puesto que se refieren al efecto sobre el cambio, sin tener en cuenta el sentido del mismo.

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Tabla 6. Regresión logística del cambio en el comportamiento extramatrimonial de una ola a otra, para hombres casados entrevistados en 2004 y 2006. Modelo 9 Edad Nivel educativo Nunca asistió a la escuela (ref) Primaria Secundaria o más Gasto en prendas de vestir Nulo (ref) Algún gasto 25% que más ha gastado Religión Musulmán (ref) Católico Protestante Otros Asistencia a la iglesia por última vez La semana anterior (ref) Mes anterior Hace más de un mes/nunca

Conocidos muertos por SIDA Tipo de matrimonio Poligámico (ref) Monogámico

Duración último matrimonio actual Residencia fuera del hogar Menos de un mes (ref) Al menos un mes en último año Región Sur (ref) Centro Norte Comportamiento del mejor amigo casado Similar al del entrevistado (ref) Contrario Comportamiento de la red de casados Similar al del entrevistado (ref) Contrario Sin red Constante Observaciones

0.012 (0.016)

-0.306 (0.394) 0.240 (0.536)

0.339 (0.350) 0.887** (0.359)

0.104 (0.544) -0.178 (0.519) -0.349 (0.582)

-0.162 (0.359) 0.303 (0.419) -0.028 (0.022)

-1.396*** (0.422) -0.040* (0.022)

0.105 (0.408)

0.017 (0.479) -0.279 (0.519)

0.968*** (0.300)

2.509*** (0.356) 0.467 (0.472) -1.366* (0.825) 538

Errores estándar entre paréntesis * significativo al 10%; ** significativo al 5%; *** significativo al 1%

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Conclusiones El estudio de los factores que promueven o reprimen las relaciones extramatrimoniales es crucial para entender la propagación del VIH en África subsahariana. Además, sirve de base para identificar algunas de las mejores estrategias que deben adoptar los programas de prevención. El presente estudio ha sido enfocado hacia el examen exhaustivo de la influencia que el comportamiento de las personas con las que el individuo interactúa ejerce sobre su propia conducta fuera del matrimonio. La población de estudio son hombres casados procedentes de zonas rurales de Malawi, país con una elevada prevalencia de VIH y similar en diversos aspectos sociales y económicos al resto de países de la región del mundo más afectada por la epidemia –el sureste africano (World Bank, 2006). La proporción de personas casadas en la red de comunicación del entrevistado que han tenido (o el individuo dice que han tenido) relaciones extramatrimoniales en los últimos 12 meses influye positivamente sobre la probabilidad de haber sido infiel en el último año. Hemos encontrado evidencia consistente de la relevancia de las expectativas acerca del comportamiento de los otros en las tres estrategias de análisis elaboradas. Es más, uno de los objetivos centrales de la investigación ha sido examinar que la relación observada es de tipo causal, tratando de evitar que la potencial selección activa de los interlocutores por parte del individuo altere la estimación correcta del efecto de la red. Podemos afirmar, por tanto, que los resultados de este trabajo apoyan la hipótesis según la cual los hombres casados de Malawi tienen en cuenta el comportamiento extramatrimonial predominante en su red de referencia para decidir sobre su propia conducta. En términos propios de teorías sobre las normas sociales (Bicchieri, 2006), las expectativas empíricas, es decir las creencias sobre cuán extendida está una práctica entre la población de referencia, influyen sobre la decisión individual de seguirla o no. Si bien la infidelidad conyugal no parece estar aceptada normativamente, sino más bien al contrario, puesto que un porcentaje muy escaso de la muestra dice estar de acuerdo con que dicha práctica es aceptable, el hecho de que una mayoría de personas casadas mantenga relaciones sexuales fuera del matrimonio obliga a los individuos a actualizar sus creencias sobre la legitimidad de la norma y los costes asociados a transgredirla. Estos dos aspectos están asociados, a su vez, al tipo de red social, de manera que las redes más densas, propias de grupos pequeños y homogéneos que albergan relaciones intensas, tienden a favorecer la presión y el control social (Granovetter, 1973). Es más, la densidad, o conectividad entre los miembros de la red, no sólo indica la capacidad para vigilar y castigar de forma efectiva, sino que por sí misma impulsa la coordinación a través del conocimiento común (Chwe, 1999). En otras palabras, no sólo es relevante conocer las actividades de los demás, sino también saber que cada uno de los otros sabe que los demás saben lo que los otros hacen. En el caso de la infidelidad sexual, la decisión de tener relaciones extramatrimoniales depende de si el individuo cree que la información de que dispone sobre la prevalencia de esta práctica en la red es compartida por los demás miembros. Con el fin de testar la hipótesis de que la densidad refuerza el

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efecto de las expectativas empíricas, el modelo incluye una interacción en el análisis transversal. En 2006, los resultados apoyan este argumento, pero en 2004 la falta de significación nos obliga a admitir que la evidencia encontrada es débil. Una aproximación alternativa es examinar si el efecto del comportamiento de los demás depende del tipo de relación que tengan con el individuo. Clark (2010) introduce en su modelo tanto la conducta del mejor amigo como la de otro hombre considerado amigo o tan sólo conocido. En este trabajo hemos preferido sustituir la conducta de este segundo interlocutor por la referida a la red de casados excluyendo al amigo más cercano. Así, podemos explorar si las conductas determinantes son las de individuos concretos estrechamente relacionados con el individuo o las relativas a la red en su conjunto, con independencia de la cercanía. El análisis longitudinal con efectos fijos que hemos realizado señala que sólo es posible atribuir un efecto causal sobre la conducta extramatrimonial a la proporción de infidelidad en la red. Sin embargo, el análisis de la probabilidad de cambio de comportamiento entre una ola y otra indica que tanto el hecho de que el mejor amigo se comporte de manera diferente al entrevistado como que la mayoría de la red también lo haga en 2004 incrementan la probabilidad de cambiar de conducta en 2006. No obstante, el coeficiente de la red es notablemente mayor que el del mejor amigo. En definitiva, el conjunto de resultados obtenido en esta investigación indica que la conducta individual, incluso en un ámbito tan íntimo como las relaciones sexuales, está influida por las expectativas sobre el comportamiento de los demás. Si interpretamos esta observación como evidencia de que el grado de aceptación o tolerancia de la infidelidad en el entorno social es clave para entender la conducta individual, el análisis nos invita a concluir, además, que la referencia más importante que toma el individuo para evaluar el peso de la norma social que regula el comportamiento extramatrimonial es la proporción de infieles en la red en su conjunto, en lugar de la conducta de personas concretas con las que mantiene un vínculo afectivo estrecho. No obstante, si los lazos existentes entre las personas del entorno son fuertes, el efecto que la prevalencia de la infidelidad en dicho entorno ejerce como señal de la fortaleza de la norma es aún más intenso, aunque el análisis lo confirma sólo parcialmente.

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