UNIVERSIDAD COMPLUTENSE DE MADRID FACULTAD DE CIENCIAS BIOLÓGICAS TESIS DOCTORAL MEMORIA PARA OPTAR AL GRADO DE DOCTOR PRESENTADA POR Vicente Fúster Siebert Madrid, 2015 © Vicente Fúster Siebert, 1983 Estructura antropogenética de la población de nueve parroquias del municipio de Los Nogales, Lugo (1871-1977) Departamento de Antropología IP 1 qg.; Vicente Fdster Siebert 1111111111111 * 5 3 0 9 8 6 2 1 8 0 * UNIVERSIDAD COMPLUTENSE ESTRUCTURA ANTROPOGENETTCA DE T.A POBLACION DE NUF.VE PARROQUIAS DEf. r.tuNICTPIO OE LOS NOGAtES, LUGO (1871-1977) Dennrtamcnto rlc Ant:ro.polor; (a Facult~acl de Ciencias Biol6gicas Universicla \ \ l AI I I I I """ \ ,., \ ' I , ' I f f. I I ' ' I I I I .. ' ' ' AI I I , .. , \ \ ''""f I I ,. I I I , ' I .. Ot \ I ' ' ... ... ' I \ I ' I .... ,, ·~ f ' I " I 20 3 Km. N ~·-. -~--...... 0 /,,' : . . ,' ' I ·-···--,-.--. - ' ' : •• I .··-··· •\ ,' ' :-o --· •, / li>•" \ I o... ~.. ' '· 1 2 I ·- ' ,' ' ·o '.. , ,. / ... @.::- --.---·0- o .. , ( • @ s ~ \aos" .,:Q.. fl • 8 •oe 1 ',,0 .. I 0 I .0- o- ... ... ,· ', •- o- o- : •. - ·o ' ..-o r:r - : ......... Q•oo o- Jl : 1 0 1 I I I •• I 0 I ' 0 A.- 0 ' \ o ... - ... - ... 0 o-- ! I .... ... I I Q,.. I I I \ o- Qoo• 0-\ i o- •- : , : .,~----···· 0- ,' ' 0 --- . - ' '• - : 0 I • •• J • o- ' • ," ' 0 '\ ·---· • 0 ... • ' \ ... ... o... ...., HABIT ANTES: 0 0 0-24 2.15-48 o·tW-74 07&-98 Jt 100 ~ 200 0 300 Qaoo eH COOICO TOPONIMO ...... 9... o . ..l ' 0 d'3 I '~ - J ' ,· ~ I \ I \ • 3M Q303 I ' I \ I ' ,.,.o ' \ 0 I \ 30S t ' 1 \ I " .,12 ·c,, \ ' \ I ' Q r \ :JOt ' \ ' ' ' ", ______ .... .--·-, I ' I ' . FIG. 3 :- NUCLEOS DE POBLACION • ........... : 21 SUT'ERFICIE · ALTITUD Dl STAliClA PARROQUll HECTAREAS 'l'O}'ONIMO COD IGO lf.ETROS NOGALES i:!n POl'lsACIOR ------- ---- Alence 101 880 12'0 114 St Luc!a de 597 Cruces 102 1060 11 '5 49 Alence Pando 103 1020 12'5 6) Villar in 104 880 12'5 13 Don cos 201 760 5'0 569 EspHriz 202 680 3'0 98 Fontes 203 860 12'5 20 Santiago de 1394 Roble:lo 204 620 2'5 36 Don coo 51 L:ariB.a 205 880 8'0 6 Sebrae 206 660 1'0 n Villar in 201 900 8•o 118 :Brn!'lao 301 1060 15'0 65 Casas de la Sierra 302 1040 13'5 1~~ .Castelo 303 1000 9'0 Ceaures 304 960 15'5 4 Do rna .305 940 16'0 17 :rerreiraa .306 1000 14 '0 121 S!Ul Juan de )009 Herreria de Bueyea 307 840 9'5 6 Noceda r.loral .308 900 12'0 50 lfoceda 309 780 10'0 206 Pedrii'la 310 1080 11 •o 20 Pia .311 1000 12'5 102 San Clodlo 312 640 10'0 22 San :Fedro 313 1040 16'0 91 Sllvela 314 940 14'0 76 Bus6U).rnar 401 1000 9'5 40 Caotiileiras 402 100 1 '5 39 Fonfria 403 980 7'5 69 Ponte do Cando 404 800 3'0 10 San .Andrtfs de 2339 Herre ria 405 520 1 •O 65 loo Nogales Laguna 406 1020 6•0 62 La.madavila 407 '140 3'0 55 Fint inidoira 408 1198 12'0 12 San Andres 409· 660 2'0 62 Viler 410 750 2'5 62 Villavexe 411 840 3'5 132 St ltt Magdalena 57 Los Nogales 5 520 o•o 319 de los No~ales Barracelra 601 1000 7'0 52 Cabrums 602 BOO a•o 34 Chan de Vilar 603 760 4 •o 6? San Coeme de 1527 Coedo 604 1060 a•o 24 Null an Cubilledo 605 940 9'5 32 Fore as 606 900 10'0 68 Nunan 607 870 6'0 )16 s1nna.n 608 800 5'5 88 Chao do Souto 701 680 ·4'0 29 i'.azo 702 640 3'0 18 San J'edro de 434 Quinta 703 750 3'5 81 Quinta Yilela 704 720 2'5 31 Villabol 705 820 5'0 101 Casares 801 . 820 6'5 16 Est a cas 802. 890 11'0 69 Follovnl 803 860 a•o 91 Me do 804 820 9'0 14 8 San Junn de 1659 ltielzar&n 805 920 10'0 67 Tor~ a Quintela 806 840 9'0 103 Riomno 807 1020 6'0 32 Rod.!o 808 690 12'0 21 ~' \ Tores 809 810 8'5 6 Villaeeteva 810 Boo 6•0 55 Snn Jun.n de Villadiconte 379 Vlllndicente 9 760 .3'0 250 CUADHO .- Relacion de nucleos de poblacion. 22 La principal produecion del pais, ha Sido y es agri­ cola y ganadera; en aquella se destacan la avena, el centeno, el trigo, algUn maiz, eastafias, patatas, hortalizas, !rut~s y pas­ tos. El arbolado es abundante (robles, castafios y con las nuevas repoblaciones pinos). El clima, es bastante rrio y riguroso, con nevadas - invernales. La oscilaei6n termica es reducida, escasos los dias despejados, llueve con insistencia en todas las estaciones y la Diebla es persistente (CARRERAS y AMOR, 1928; MADOZ, 1847; MIBANO, 1826). La carretera Madrid-La Ooruna atraviesa el municipio. Anteriormente a la construccion de la misma, existia el "camino real", con trazado casi paralelo (COELLO, 1864; LOPEZ, 1784). A traves de estas vias de comunicaci6n ha tenido lugar un intenso flujo emigratorio, dirigido hasta los afios sesenta hacia los pue£ tos de Vigo y La Corufia • • CAPITULO ...1!_ MATERIAL Y METODOS 1. PROCEDENCIA DE LOS DATOS El material utilizado en la presente investigaci6n es de procedencia diversa: civil, parroquial, diocesans y municipal. A continuaci6n se especifica el tipo de intormaci6n recogida de - cada f'uente: 1Q Las aetas matrimoniales, proceden de los registros corre~ pondientes de las parroquias y aneJos existentes en la z~ na. La feeha de comienzo de toma de datos para cada una - de e1las es la siguiente: Parroguia - Doncos - Noeeda - Ban Andres de Los Nogales - Banta Maria Magdalena de Los Nogales - lienee - Bullan - Quinta - Tares - Villadieente -AruL 1850 1851 1850 1850 1876 1875 1875 1875 1851 En total, hasta e1 afio 1977 se contabilizaron 2.801 aatrimonios. Para cad~ uno de ellos se recogieron los siguientes datos: 25 - Lugar de celebracion de la boda. Fecha: dia, mea, afio. Conyuge: Nombre, primer y segundo apellido; lugar de n~ cimiento y de residencia; edad (o afio de naci­ miento) y estado. Nombre del padre y segundo apellido; lugar de nacimiento y residencia. Nombre de la madre y segundo apellido; lugar - de nacimiento y residencia. - Tipo de parentesco, si este existe. - Presencia de hijos anteriores al matrimonio. - Profesiones no autoetonas (guardias civiles, maestros, medicos, etc.). Los mismos datos, excepto parentesco, se obtuvieron del registro civil de matrimonies para la decada 1930 - 1940 (90 casos). 22 Las aetas de nacimientos proceden del registro civil, de~ de au creacion, 1 de Enero de 1871, hasta 1977. Se transcribieron los siguientes datos: Fecha: dia, mes y afio cion). - Sexo. (de nacimiento, no de inscrip- - Nombre, primer y segundo apellido. 26 - Padre: nombre y segundo apellido; edad; lugar de naci­ miento. - Madre: nombre y segundo apellido; edad; lugar de naci­ lliento. Legitim.idad. - Gemelaridad. - Observaeiones: Inseripci6n fuera de plazo (en este caso tambien la feeha de inscripci6n); ileg!­ timos reconocidos posteriormente (fecha). Total: 11.782 aetas. '2 De!unciones :- se obtuvieron tambi~n del registro civil, y se consider6 el mismo periodo que en el easo anterior. Datos recogidos: - Mes y ano de tallecimiento. (En el caso de individuos menores de 12 meses, tambien el d!a). - Lugar de nacimiento y defunc16n. - Hombre, primer y segundo apellido. - Edad de de!une16n (o !ecba de nacimiento). - Segundo apellido del padre, o en su de!ecto el nombre. - Segundo apellido (o nombre) de la madre. - Estado civil en el momento de la defunci6n. - Observaciones: Nom€re y primer apellido del c6nyuge; nUmero de bijos que deja (si consta); causa de muerte (violenta o en­ algunos periodos enfermedades infectocontagiosas). Total: 9.666 aetas. 27 42 En el archivo diocesano de Lugo, se revisaron alrededor de 16.500 expedientes de concesion de dispensas, en ra- . z6n de consanguinidad o afinidad, de los cuales se entr~ sacaron los correspondientes a matrimonies celebrados e~· tre pnrientes, en las parroquias estudiadas. Se recogi6 · la misma informacion, que en el caso de las aetas de ma­ trimonies para el periodo 18?1-1941. Entre 1952 y 1971, el libro resumen existents, limita los datos a: fecha, - grado de parentesco, parroquia, nombre y apellidos de los contrayentes. Total: 149 matrimonios. 52 Censos y padrones municipales. Afios: 188?, 1915, 1930, 1940, 1950, 1960 y 1970. Datos: Afto, parroquia y aldea de residencia, sexo, edad, presencia o ausencia. Total: 30.024 casos. Resumenes de los padrones correspondientes a los alios - 1925, 1935 y 1975. 6Q Informacion contenida en el nomenclator (Editado por el INE), de cada uno de los siguientes afios: 1857, 1900, - 1910 y 1920, referente a 1a_pob1acion de hecho y de de­ recho, por aldea, parroquia y total provincial. -- 28 2. DESCRIPCION DE LA TECNICA UTILIZADA PARA EL ALMACENAMiENTO DE LA INFORMACION Y RECONSTRUCCION FAMILIAR. 2.1. TRATAMIENTO PREVIO DEL MATERIAL - La informaci6n contenida en los registros de nac! aientos y def'unciones, se recogi6 en "hojas de datos" (una f'ila para cada caso). - Los matrimonios se transcribieron a f'ichaa indiv! duales (una por acta). - Los nacimientos inscritos fuera de plazo, fueron reinsertados en su lugar correcto. - Be eliminaron los casos de duplicaci6n detectados, principalmente afectando a los registros de nacimientos y de m~ trimonios. - En ocasiones, se pudo corregir el dato correspon­ diente a la legitimidad y sexo. - Del registro de defunciones, se suprimieron las - inscripciones de fallecimientos de personas en transito. - Se cotejo el registro de matrimonio& civil y reli gioao, para la d~cada 1930-1940, encontrandose una diferencia - de 31 casos. • 29 - Los datos de los censos y padrones de poblaci6n fu~ ron confrontados. Las interpretaciones realizadas, se describen - en el capitulo siguiente. - La informacion referida al parentesco entre c6nyu­ ges, se obtuvo de forma duplicada en base a los registros parro­ quiales de matrimonios, y a los expedientes de concesi6n de dis­ pensas existentes en el Obispado de Lugo. El criteria seguido viene indioado en el apartado 3 del siguiente capitulo. 2.2. EXPLOTACION AGREGATIVA - Las tasas brutas (de natalidad, mortalidad y nup­ cialidad), se refieren a una poblaci6n corregida, para la dife­ rencia anual entre el numero de nacimientos y defunciones, y -­ centrada en mitad del afio. Con objeto de eliminar oscilaciones aleatorias, se calcul6 la media m6vil de rango 5, correspondien te a cada valor anual. - La mortalidad infantil, se estim6 en base a las - edades de de~unci6n confrontadas con el dia, mea y afio de nac! miento. Para distinguir SUB componentes, se utilizo el metodo - grafico de Bourgois-Pichat. '30 2.3. RECONSTRUCCION FAMILIAR En eseneia, el metodo de reeonstruccion familiar, con . . - siste en reunir sobre una misma ficha de familia, los datos con­ cernientes a los miembros de una misma unidad familiar, entendieB do por tal la eonstituida por los c6nyuges y sus hijos. Por cons! guiente, cada individuo aparecera en mas de una ficha, segQn fi~ re como c6nyuge o como hijo. Por razones de indole practieo, se ha aplieado un pr2 oedimiento manual de reconstrucci6n familiar. Basicamente se si­ gui6 el metodo descrito por FLEURY y HENRY (19?6), aunque fueron precisas algunas modificaciones. Be diseii6 una "ficha familiar", (figura 4) algo mas compleja que la presentada.por los autores citados, y en la que aparecen nuevos espaoios reservados para los segundos apellidos de todos los sujetos, e informaci6n referente a los padres de -­ los contrayentes, (nombre, apellido, lugar de nacimiento y resi­ dencia). Be destin6 tambien una casilla para el parentesco. Da­ tos de elaboracion posterior, tales como: endogamia, distanc~as de migraci6n, supervivencia de los descendientes, hijos muertos durante el primer afio de vida, legitimidad y lugar de nacimiento de cada hijo, tienen eabida en la ficha de familia • ., En principia, se establece una ficha de familia por cada matrimonio celeb~do, as! como por cada nacimiento o def~ ci6n de persona casada o viuda, que no haya podido ser incluida : I . ' ; : z 0 ... I I J i J; ob~ i ~ ! :1 : ~ ! ~ l 0 ... z 0 ! c " I .., = ~~!_;,.1---..::---il ~~--.· i ! 1-.&j....:..;._~---'--' I ; J ! . ! . I. I' a: i ! = : : l·o ; I i 1 ... •i ! ! ; ; i t I t I I • _ • I • --;----, ! c : ~ :- :I t ~ ~ I i J C • 1 I c •..• I 0+ • ,;· ! • 31 I if I I : ! I ! ! ! . : a ~ c i..I..J z :1..1..! ..1..! ..1 l'..! ! = : •• ~.;... 0 -···· 0'! 2 . . . . . ~ . ~'b'bo-oo. .... i l I I I I !--r-t~t-t 1 t ~ : 1 n i : if I I I J l I I I .. I I I ., "II 'I I i !:.1 f:i ~. ::. :o i a I ' • .. I ! I i ~ I ! ' I : ~~ I : : : : I : : : I : : : I : : : I : : ~ 1 i ~: i ! 2 - - I ! ti I I I & l ~ 1 i I ; !i :z= : I ~ : : .. ~ C 4 I • I I I I I ; • ! I : : .. I : ; : ---!.·--7 2 i 1 - 1 I : ~ : : : -,- ..... I ' I i:: I:! AI~ I;· i • ! ; I : = ,: • I • • ~~~~~~~~~~~~~ : I : ! !' ~ f- • • ... • • .. • • o ........ • a 1 a • .. ................ -----r--r·- ~ i ! i il I I I I I I l l I I I I I I I I I J;: : f t ! ~ f SOrtH I I : I • ·~~~~~~.........-~~~~~~ · i I i ----T·--i ~!~I I I I I I I I I I I I I I I I I I I -----~---~-- ~ i I i i g; I I I I I I I I I I I I I I : i J i i i i II I I I I I I I I I I I I Ill I ~ i ! I ! ' ~I I I I I I I I I I I I I I [] I I I ; ! ~ : ll~41 I I I I l I I I I I I I ! ~ ! ~ I l~l~l~l.l~l;ltiii!li*I*I'I~I~IE i I 32 en otra 7a existente. La transcripci6n se va hacienda po~ orden cronol6gi­ co. Las fichas abiertas a partir de las aetas matrimoniales, se clasifican de forma alfabetica. Be procura incluir los nacimien­ to& en una ficha preexistente; en caso contrario, se abre una nueva. Se requiere cautela, para evitar el riesgo de duplicar f! chas de familia, por simples variaeiones ortografieas de los ap! llidos, lo cual daria lugar a la creaci6n de familiae ficticias. Be tratara de incluir todo individuo que aparezca en un acta de detunci6n, como c6nyuge o como hijo en alguna familia 7a establecida. En el caso de individuos casados o viudos, es 1~ portante que la fecha de fin de observaci6n, se haga constar so­ lamente cuando figura en un acta·de defunci6n, y no en otra con­ cer.niente a algunos de sus hijos (nacimiento p6stumo, matrimonio de un hijo)~ pues de otra manera se sobreestimarl la fertilidad. Se transcribe en la parte inferior de las fichas de familia, los datos del fallecimiento de los nifios e hijos adul­ tos no casados. Finalmente se abre una ficha, para los difuntos cas~ dos o viudos, no incluidos en ninguna familia 7a existente • • se hacen necesarias algunas operaciones de verific~ ci6n, cuyo objeto es: a) Eliminar las -familiae ficticias. 33 b) Buscar las fichas correspondientes a los matrimonies s~ cesivos de una misma persona, para completar la inform~ cion referente a los nuevos matrimonies. c) Completar la transcripci6n de las defunciones. Dentro de la operaci6n de verificacion existen dos - fases: una primera con las fichas claaificadas por el primer ap~ llido del var6n, y una aegunda con el de la mujer. Es posible en esta operaci6n, fusionar aquellas familias con suficientes analQ gias. Al mismo tiempo, se buscan las fechas de defunci6n de las mujerea, asi como las de aquellos hijos, que no pudieron trans­ cribirse en la primera clasificaoi6n. En una ultima f'ase, se busca la fecha de na.cimiento de cada c6nyuge, en la ficha de familia en la que figura como h! jo, trasladando simultaneamente a esta ficha, la informacion co~ cerniente a au matrimonio y defunci6n. En el curso de estas operaciones, es posible corre­ gir la ausencia de un acta de nacimiento de algan hijo, a partir de los datos de au matrimonio o defunci6n. Para mae detalles consultar FLEURY y HENRY (1976). Algun.as peculiaridades de la zona estudiada, tales - como la abundancia de toponimos, la existencia de sujetos con uno o dos apellidos (segUn au legitimidad), nombres propios de empleo muy generalizado (Jose, Manuel, Maria, etc.), confusiones frecuea tes del segundo apellido (sobre todo entre las mujeres), desacon- 34 sejaron una clasificaoion del siguiente tipo: 12 Primer apellido. 22 Segundo apellido. 32 Nombre. 4S! :Pecha. siendo sustituida por: 12 Primer apellido. 22 Hombre. 32 Toponimo lugar de nacimiento. 42 Segundo apellido. 52 :Pecha. Be realiz6 una verifioacion, invirtiendo la posicion del nombre 7 del top6nimo. El empleo de este ultimo resulta par­ ticularmente util en esta regi6n, porque es una caracteristica - que aparece asociada a cada individuo, desde su nacimiento hasta su defunci6n. La abundancia de top6nimos (61 en Los Nogales), -­ contrarresta las difioultades originadas por la falta de unifor­ midad de la ortograf!a de determinados nombres "3 apellidos·, .de - la cual damos los siguientes ejemplos: Cal, da Cal, Dacal Copeiro, Cupeiro • HUgarte, Ugarte Laballos, Nabal~os Legaspi, Legaspe 35· Raimundez, Reimondez, Reymondez, Reymundez Regueiro, Rigueiro Ribera, Rivera, Rivero Soto, Souto Touron, Tourin Val, Doval. Valearce, Valcareel .A.delina, Avelina Higinia, Virginia Maria, Concepcion, Asuncion, Puri!icaci6n Marcial, Manuel 2.4. EXPLOTACION NO AGREGATIVA Be acaba de describir de forma detallada, el proced! miento seguido, para obtener la informaci6n de la historia repr2 ductiva de cada unidad familiar, dentro de la poblaci6n estudia­ da. Ahora nuestro interes, se centra en presentar el metodo em­ pleado, para la explotacion de la informacion con'tenida en cada ficha de familia. El primer paso consistio en realizar una aerie de - calculos previos, que se reflejaron en los espacios reservados para ello en.cada ficha. Todas las edades necesarias (maternidadr matrimonio, defuncion, al fin de la union) se calcularon en afios eumplidos, a partir del de nacimiento (en los fallecidoa menores 36 de un afio por meses o dias). Cuando la recha de nacimiento se de~ conocia (caso de individuos nacidos en otra zona), se tom6 la edad mas probable en funci6n de las de"maternidad, matrimonio 0 defun­ ci6n. Conocida la fecha de nacimiento se calcularon las'siguientes variables: Edad para cada maternidad. - Edad de la mujer en el momento del rin de la uni6n. Edad de defunci6n. En base a la fecha de fin de uni6n, se calculo la du­ racion de la misma, en afios completos. Otra informaci6n afiadida - rue: Ndmero total de hijos nacidos vivos. - Edad de defunci6n de cada uno de ellos. NUmero de hijos varones. Hijos supervivientes a la edad de 15 afios. Hijos tallecidos durante el primer ano de vida. Ndmero de hijos naturales. Distancia de migraei6n entre los lugares de nacimiento 7 residencia de los c6nyuges. Distancia de migraci6n entre los lugares de nacimiento - padre-hijo 7 madre-hijo. ~s cuatro tipos de distancias de migraci6n conside­ radas, se tomaron mediante un curvimetro, sobre caminos de herr~ dura para desplazamientos inferiores a los 20 Km, 7 para distan­ cias mayores, combinado con recorridos a traves de carreteras. - 37 Aquellas se expresaron en kil6metros, y se calcularon sobre ma­ pas a escalas: 1 25.000 1 50.000 1 :200.000 Se utilizaron claves para las siguientes variables: a) Parentesco: 0 • ausencia de parentesco 1 • I x II 2 • II· etc. b) Rango de nupcialidad: Primer digito var6n, segundo mujer. 1 - primeras nupcias 2 • segundas nupcias etc. c) Endogamia: Primer digito: movilidad seg6n el sexo (var6n impar, - mujer par) y nivel de endogamia (aldea, parroquia, mu­ nicipio, etc.). Segundo d!gito: parroquia de origen del var6n. tercer digito: de la mujer. 38 Be obtuvieron de esta forma 210 clases posibles. A cada familia se le asign6 una fecha para au inclu­ sion en uno u otro periodo, segUn el afio de nacimiento del prim~ genito, o en au ausencia, el afio anterior al matrimonio • .z El material preparado de esta forma, consistente en mas de 4.000 fichas, necesit6, antes de su elaboracion ser some­ tido a alg(ln proceso de selecei6n, porque no todas las :tamilias habian realizado su ci¢loreproductor de forma completa, dentro - de la region estudiada. La seleccion, se bas6 en la no utiliza­ ci6n de aquellas tamilias, que pudieran ser incluidas en alguno de los grupos siguientes: 12 Tanto el var6n como la mujer nacidos fuera de la zona. Excluye protesionales no autoctonos. 22 Cuando hubo algUn indicio de hijos registrados fuera de Los Nogales. ~2 81 la fecha de fin de observacion venia dada por la de­ ~ncion de un c6nyuge ya viudo. 42 En el caso de que alguno de los hijos figurara como na­ tural de Meizar&n o Pintinidoira (por cambio administr~ tivo). e 52 Cuando el afio de nacimiento de la madre, no pudo estima£ se de forma ~decuada. 39 62 En determinados calculos concretos (que se senalan en su lugar correspondiente), se incluyeron familiae en las - que la mujer habia contraido matrimonio a edad avanzada (>40 anos), 0 bien solo presentaba hijos anteriores al matrimonio. Cuando hubo dificultad en asignar algUn hijo ilegit! mo a au padre, aquel fue relacionado solamente con la madre. De es~a forma se seleccionaron alrededor de 1.500 f~ milias, aptas para ser procesadas por un ordenador IBM-360, las cuales aparecen.reflejadas en el cuadro 2, segUn su distribuci6n temporal. 40 PERIODO N PERIODO N 1871-74 92 1925-29 59 1875-79 131 1930-34 34 1880-84 110 1935-39 28 1885-89 132 1940-44 39 1890-94 136 1945-49 20 1895-99 131 1950-54 ·5 1900-04 150 1955-59 10 1905-09 124 1960-64 4 1910-14 94 1965-77 1 1915-19 89 1920-24 100 TOTAL 14e9 CUADRO 2 .- NUmero de fichas familiares codificadas, por periodo. 41 3. TRATA!tiENTO INFOR!~TICO La informacion contenida en cada ficha de familia - seleccionada, fue codificada para las 33 variables que a conti­ nuacion se detallru1. Todas ellas son de naturaleza cuantitativa excepto, el grado de parentesco, endogamia y el rango de nupci~ lidad. LONGI'illD VARIABLE DE CAI.1PO X (1) Afio que 'define a la familia 3 X (2) Clave consanguinidad 1 X (3) .Clave endogamia 3 X (4) Distancia if- ~ (nacimiento) 3 X (5) Distancia if- ~ (residencia) 3 X (6) Distancia padre-hijo 3 X (7) Distancia madre-bijo 3 X (8) Edad madre a la primera maternidad 2 X (22) Edad madre a la quinceava maternidad 2 X (23) Total hijos nacidos vivos 2 X (24) Varones 2 X (25) Supervivientes 15 aiios 2 X (26) Muertos antes 1 aiio 2 X (27) Ilegitimos 1 42 X (28) Clave rango de nupcialidad 2 X (29) Ed ad w al matrimonio 2 X c~o> Ed ad ~ al matrimonio 2· ·x (31) Duraci6n union 2 X (32) Edad de la mujer al fin de la union 2 X (33) Ed ad de defunci6n de la mujer 2 Diversas variables de nueva creaci6n, X (34) a X (57), se calcularon en base a las anteriores, mediante transfo~ maciones aritmeticas, o bien imponiendo condiciones. El tratamiento se hizo fundamentalmente, mediante - el paquet·e de programas BMDP (Biomedical Computer Programs), en concreto las series 2D, 5D, 6D, lF_y lR. En algunos casos se­ utiliz6 el procedimiento BIMEDT (mediante sentencias FORTRAN), en adici6n a los anteriores programas. En el apartado 3.4. del capitulo III, se aplicaron dos programas disefiados especificamente para el estudio de po­ blaciones humanas: OBELIX y MATFIT. "MEAU FIRST PASSAGE TIME'', aunque de empleo mas generalizado en otras ciencias, ha sido en ocasiones utilizado en investigaciones antropol6gicas. Todos - ellos se describen en su lugar correspondiente. 8 43 4. TRATAJ.UENTO ESTADISTICO - Distribuciones de frecuencias, parametres de posicion y de - dispersion habituales. - Promedios moviles. Prueba del x 2 y correccion de Yates para la misma. Dicha CQ rrecci6n suele aplicarse cuando el numero de grados de libe£ tad es igual a 1. En e1 caso de muestras de efectivo reduci­ do, donde cada frecuencia esperada se encuentre. entre 5 y 10, deben compararse los valores corregidos y no corregidos. Si - conducen a conclusiones diferentes deben emplearse otros rnetQ dos suplementarios. - Lambda test. Cuando se dispone de una clasi£icaci6n en forma de tabla de contingencia, el grado de asociaci6n entre variables puede cuantificarse por el indice (.A) de GOODMAN y KRUSKAL - (1963). Este es una medida de la asociaci6n predictora, la cual cuantifica el exito con el que un indice puede ser usa­ do para predecir el segundo. Dicho indice presenta formas s! metricas y asimetricas. 44 El fundamento de este metodo esta basado en el ca! culo de una funcion de la muestra, cuyo error tipico aproxi­ mado (ASE), cumpla que la diferencia entre el estimad~r y el valor verdadero de la medida que se desea estimar, dividido por el ASE, sea para grandee muestras N (0,1), es decir nor­ mal con media o y desviaci6n t{pica 1: estimador - valor verdadero ~ N (O,l) ABE El desarrollo matematico del anterior estadistico,. puede consultarse en el articulo previamente citado y en el - manual BMDP (Biomedical Computer Programs, P series, 19?7). - Regresi6n y correlaci6n. Oonviene ante todo hacer una clara distinci6n entre t ~' ambos terminos. En la regresi6n, se estima la relaci6n de una variable con otra, expresandola como una funci6n de esta ult! ma. En e1 analisis de correlaci6n, se calcula el grado en que dos variables varian conjuntamente, es decir si el incremento de una de ellas esta asociado a una variaci6n en la otra (SOKAL y ROHLF, 1969). La regresi6n establece una relaci6n funcional entre ·variables, la cual no ha de implicar necesariamente correspog dencia causa-efecto.-Mientras que una regresi6n deY sobre X, significativa, no prueba que los cambios de la variable X -- 45 sean causa de las desviaciones de Y, lo contrario es cierto; cuando la regresi6n no es significativa, puede en general iQ ferirse con seguridad, que las desviaciones de X no afectan a Y. La anterior relaci6n funcional, cuantifica la depeg dencia entre variables, cuando el valor de una de elias, se - ve afectado por cambios en los valores de las demas. La vari~ ble afectada (predicha) es la dependiente, y las independien­ tes son las predictoras. La correspondencia funcional entre variables, permi te conocer la relacion matematica que existe entre aquellas, pero no implica que dado un valor X, el de Y haya de ser el - indicado por la funci6n, sino que lo sera su valor medio 0 es perado. Antes de aplicar la regresion sobre una variable X, toda la varianza de Y permanecia inexplicada. Despues de ella, la nueva varianza no explicada se hace menor. Si a continua­ cion se repite la regresi6n de estas desviaciones sobre una - tercera variable Z, se elimina otra parte de la varianza que continua sin explicaci6n, obteniendose una varianza inexplic~ da inferior a las anteriores. El proceso podria repetirse in­ definidamente, siendo este el fundamento del analisis de re­ gresi6n multiple. La regresi6n de una variable Y sobre una serie de - variables independientes, podria efectuarse re~resionando su- 46 cesivamente las desviaciones del modo previamente indicado. - Generalmente sin embargo, si se sospecha que varias variables estan relacionadas funcionalmente con Y, la regresi6n se rea­ liza simultaneamente sobre todas ellas. Esto conduciria a una ecuaci6n de regresi6n multiple.· donde - x1 , x 2 , •••• x1 hacen referencia a las variables indepen­ dientes, las cuales sin embargo no requieren estar no corr~ lacionadas entre si. En opinion de KENDAL y STUART (1966), el termino "independientes" es totalmente inadecuado, ya - que es infrecuente la ausencia de correlacion. - b es el vector de los coeficientes de regresi6n parciales; b1 indica el coeficiente de regresi6n de Y sobre la varia­ ble x1 esperado, si las otras variables en esta ecuaci6n de regresi6n se hubieran mantenido constantes. De hecho, debi­ do a la intercorrelaci6n que puede existir entre variables, un incremento en xi puede estar acompafiado por cambios en - las otras variables, las cuales no pueden con realismo con­ siderarse como constantes, excepto tal vez, para intervalos muy pequenos (KEND~\L, 1975). a es el termino independiente, el cual representa el valor medio de Y cuando x1 , x 2 , x1 son iguales a cerq. La aplicacl6n del analisis de regresi6n mUltiple, - es inabordable sin el soporte proporcionado por las computadQ 47 ras de elevada capacidad. Debido a esto, se ha aplicado el - programa BMDPlR, el cual ha utilizado exclusivamente casos - completes, es decir aquellas fichas familiares en las que c~ da una de las variables consideradas era conocida. Algunos - de los parametres proporcionados por dicho pro~rama son los siguientes: - El coeficiente de correlaci6n multiple R, indica la correl~ ci·on de la variable independiente con las dependientes. - R2 o coeficiente de determinacion multiple, indica el por­ centaje de .variabili'dad explicada por la regresi6n, si endo 1 - R2 equivalente a la varianza residual proporcional. - P(2 TAIL) o probabilidad de las dos colas, es un "t" test para el coeficiente b1/S(b1 ), y el valor asociado de probg bilidad 2 TAIL. - La "Tolerancia" es una cifra cornprendida entre 0,00001 y 1,0 empleada como protecci6n contra la singularidad. Consiste en un test de ausencia de alta correlaci6n entre las variables introducidas en la regresi6n, de forma que no son admitidas aquellas cuya correlaci6n multiple con otras ya considera­ das, exceda de 1 - TOL. CAPITULO !!! RESULTADOS Y DISOUSION 1. LA POBLACION EN SU MARCO DEMOGRAFICO 50 1.1. ASPECTOS GENERALES DE LA POBLACION Desde un punto de vista demogratieo, es posible dis­ tinguir en Europa dos ciclos, eon ~ivisoria en el afio 170'· Pre­ viamente se habia manifestado una tendeneia al estaneamie~to de­ mogri!ico, la cual, a partir de dicha fecha, se transform& en -­ otra francamente alcista, debido a una reducci6n de la mortali­ dad epidemica, lo que a su vez dio lugar a un excedente de naci­ mientos sobre las defunciones. Be puede pues, caracterizar un c! clo demogr&.rico moderno por (NADAL, 1976): - Atenuaci6n de la mortalidad catastr6tiea (epidemica). - Reducei6n a partir de 1a primera mitad del siglo XIX, de la mortalidad ordinaria. Disminueion de la fertilidad, despues de la segunda mitad del siglo XIX. - Envejecimiento de la poblaci6n, desde principios del si­ glo actual. - A partir del segundo cuarto de la pre~ente centuria, es­ ta teniendo lugar una deceleraci6n de la tasa de creci­ miento • • El modelo espafiol, di!iere del europeo por su defi- ciente cronologia, para cada uno de los procesos considerados: - La reducci6n de la mortalidad epidemica, no culmina ha~ ta 1900, cuando la vacuna contra la viruela, acaba por 51 enraizar y el c61era aparece definitivamente vencido. - Hasta despues de la primers guerra mundial, no se acele­ ra la disminuci6n de la mortalidad ordinaria, sobre todo la 1nfantil. La baja de la fertilidad, iniciada a principios de siglo, se precipita en el trienio de la guerra civil (1936-39). - El envejecimiento de la poblaci6n se hace perceptible a partir del censo de 1950. - Como consecuencia del descenso de la natalidad, se redu­ ce la tasa de crecimiento de la poblaci6n. Se tratara en lo que sigue, de determinar la posicion de la poblaci6n de Los Nogales, respecto a las carac~eristicas g~ nerales esbozadas, y si hubiera lugar a ello, esclarecer que fac­ tores particu1ares han podido intervenir en esta zona. 1.1.A. EVOLUCION DEL NUMERO DE HABITANTES Para el conjunto de las nueve parroquias estudiadas, 1a poblaci6n se ha mantenido, desde 1857 hasta e1 censo de 1940, en gran medida eatable (Fig. 5). A partir de este momento, e1 n~ mero de habitantes se ha reducido de forma ininterrumpida, con - tasas de decrecimiento anual del ~fo, teniendo 1ugar por consi-- guiente, las mayores diferencias entre censos sucesivos, dentro NUMERO DE HABITANTES(x103 ) 500 450 400 52 HABITANTES/KM2 ,·--·-··---.... l ', ,/ LOGO '\\ I " .. -...... ,'- \ ........... _____ J ' LOS NOGALES ' \ ' ' ' \ \ ' ' ~~~< .. ,----.----.----.----.----.---~--~ 1857 1887 1900 1910 1920 1930 1940 1950 1960 1970 FIG. 5 .- EVOLUCION DEL NUMERO DE HABITANTES Y DENSIOAD DE POBLACION; 53 de este mismo periodo. El padr6n de 1975, indica una atenuacion de la tendencia anterior, que pudiera tener su causa, en el agQ tamiento de la poblaci6n, apta para la emigraci6n. En la misma figura, puede observarse, que con respe£ to al conjunto provincial, Los Nogales ha seguido una trayecto­ ria similar al mismo, pero agravado por el hecho, de no haber e~ perimentado ningUn incremento de poblacion, en los afios de post- guerra. La tradici6n emigratoria de Galicia viene de antiguo, si bien en las ultimas decadas, ha experimentado un cambio tanto cualitativo como cuantitativo. De una emigracion a ultramar (Am! rica Latina), se ha pasado a otra, mas numerosa y dirigida a Eu­ ropa, o a otros focos industrializados de Espana (Catalufia y Va! congadas). El e!ecto biologico de ambos tipos es muy semejante, puesto que la mayor parte de los retornos, que tienen lugar en­ tre los emigrantes del segundo tipo, se limitan a loa periodos - vacacionales, siendo muy improbable su reintegracion en la pob~~ ci6n de origen. La densidad de poblacion La densidad de la poblaci6n Lucense, ha superado du­ rante mas de un siglo, los 40 hab./Km2 , valor elevado en relaci6n a otras zonas rurales de la peninsula (Fig. 5). Hay que afiadir - que en Galicia, la cifra que describe ei numero de habitantes por unidad de superficie, tiene una interpretacion que difiere de la 54 de aquellas_otras poblaciones, que se agrupan en nucleos de tam~ no mayor rodeados por un ·&rea deshabitada. Dado que en el n~oe~ te de Espana, la poblaci6n rural se distribuye de maner~ casi -­ uniforme, el valor de la densidad de la poblaci6n en una direc­ ci6n determinada, y a intervalos de longitud regulares, se man­ tendra aproximadamente constante, a diferencia de habitats no - dispersos, donde segmentos de densidad nula alternaran con otros de valores muy elevados. En Los Nogales, es a partir de 1940 cuando la densi­ dad de la poblaci6n, eomienza a reducirse de forma alarmante, s! tuandose desde 19?0 proxima a los 20 hab./Km2• Si tal como afir­ ma HARRISON (196?), el principal factor que determina el tamafio y densidad de una poblacion, es el nivel tecnol6gico alcanzado - por esta, podemos suponer que con las expectativae econ6micBB de esta comarca anteriores a 1940, el agro de Los Nogales habria - podido mantener una poblaoi6n situada entre los 4.000 y 5.000 h~ -bitantes. A partir de entonces, la despoblaci6n tiene lugar_no­ tanto por un empeoramiento de las condiciones econ6micas de la - zona, sino por un mayor desequilibrio con otras regiones indus­ trializadas, lo que habria incrementado el grado de insat1sfac­ oi6n de sus Dabitantes,impulsandolos bacia la emigraci6n. A nivel parroquial, se pueden distinguir en Los Nag~ lea dos grupos de parroquias: al primero correspon~en todas aqu~ llas cuya poblaci6n, h! evolucionado en el sentido.descrito has­ ta ahora; el segundo, constituido solamente por S~ M« Magdalena de Los Nogales (Fig. 6), ba mantenido el nUmero de sus habitan- 55 tes eatable. Esta excepci6n podria explicarse, quizas, por una m~ yor capacidad de este pueblo, dada su localizaci6n sobre la carr~ tera y au posicion administrativa, en retener mas eficazmente au poblaci6n. La anterior reducci6n de la poblaci6n, ha ido acompa­ nada de una redistribucion del tamafio de los nucleos de poblacion, de forma que en la actualidad, predominan los que albergan entre 20 y 30 habitantes. Al mismo tiempo, ha tenido lugar el abandono de aquellos otros de menor tamafio. Respecto a otras zonas espafiolas estudiadas desde un punto de vista antropol6gico, los datos existentes, muestran la coexistencia de areas con decrecimiento continuo de su poblaci6n desde comienzos del siglo XX (BERNIS, 1974), con otras que expe­ rimentaron recuperaciones momentaneas (GOMEZ, 1977; LUNA, 1978) y !inalmente algunas con una emigraci6n tardia (MARIN, -1977; -­ TRANCHO, 19?9). Solamente la isla de Formentera (BERTRANPETIT, - 19?8), ha seguido una tendencia inversa, si bien en este caso -­ han intervenido factores ajenos a 1a poblaci6n. Parece pues, al menos basta que el despegue econ6mi­ eo espanol ha hecho del exodo rural la norma, que la evoluci6n - de la poblaci6n no ha sido uniforme, puesto que ha seguido pa­ trones muy localizados geogr,ficamente. HABIT ANTES 1000 5001 I 0 '· ........ ...... . ............... ~ ....... ..... ~ ""' "' .... _ ., - NOCEDA ., - OONCOS - TORES _ NULLAN -NOGALES - S. ANDRES - QUINTA - ALENCE - VILLAOICENTE ~-'--~•~~r~--~----~--~----~----.---~~--~----~ 1857 . 1887 1900 1910 1920 1930 1940 1950 1960 1970 FIG. 6 .- EVOLUCION DE LA POBLACION, POR PARROQUIA. V'l 0'\ 57 1.1. B. DISTRIBUCION POR EDADES El conocimiento de la composicion por edades de una poblacion, es imprescindible a la bora de analizar su estructura, puesto que anade informacion complementaria, a la cifra que des­ cribe el tamano total de aquella. Interesa conocer no solo el n~ mero de habitantes que hay en un area determinada, sino cuantos de ellos, real o potencialmente van a constituir la subpoblaci6n reproductora. En las figuras 7 y 8, se representan las piramides - por sexos y edades, para ocho censos disponibles y para un inte~ valo de mas de 80 afios. Son escasos los estudios antropologicos, en los que se haya podido describir durante un periodo tan dila­ tado, su evolucion (vease DELROEUX, 1976). Se ha preferido cons­ truir las citadas piramides en valores absolutos, en lu~ar de -­ porcentuales, con objeto de reflejar al mismo tiempo la reducci6n del efectivo de la poblaci6n. La composici6n por edades, responde al esquema de v~ riaci6n de la poblaci6n que se ha visto en el apartado anterior, en el sentido de que en los dos ultimos censos de 1960 y 1970, - se manifiesta un muy acusado estrechamicnto de la base de estas piramides, siendo en 1970 practicamente igual la contribucion - de los diferentes grupos de edades. Anteriormente a 1940 fueron predominantes las clases de edades jovenes, pero eon la excep­ cion del censo de 1930, se deber!a a una mayor contribucion de los grupos por ·encima de los ·5 afios, siendo el defecto de indiv! 58 duos de edades inferiores, atribuible seguramente a un exceso de mortalidad infantil. La reducci6n del numero de sujetoa en edades repro­ ductoras, hecho que parece habitual en poblaciones sometidas a una fuerte emigracion (BERNIS.et al., 1978), es perceptible a­ partir de 1930, no alcanzandose sin embargo, grandee diferencias entre grupos reproductores y prerreproductores, probablemente - por la disminuci6n aimultanea de ambos. Estas variaciones en la forma de la piramide tienen importancia, ya que influyen en la proporcion existente entre N y Ne (LASKER y KAPLAN, 1964). De lo anterior se deduce, que sobre todo ·a partir de 1950, el envejecimiento de la poblacion ha sido muy acusado (Cu~ dro 3). Este envejecimiento debe atribuirse, a un incremento de las clases de edades por encima de los 65 anos, y a una reducci6n de las inferiores a los 15, manteniendose e1 grupo de e~ades in­ termedias, a niveles aproximadamente constantes. La proporcion - de la poblacion por debajo de los 15 aftos, nunca ha rebasado e1 34%, cifra que resulta 8 puntas inferior a 1a encontrada en po­ blaciones en expansion SWEDLUND et al., (1976). En el ultimo cea so de 1970, se mantiene a niveles mas bajos que otras areas esp~ • nolas, sujetas tambien a una alta emigraci6n, tales como la Mar~ gateria ·(BERNIS, 1974), y las Alpujarras orientales (LUNA, 1980). Por ello podria concluirse que Los Nogales, como toda poblacion que envejece, esta abocada hacia el estancamiento demografico y, quizas, hacia 1a extiftcion (NADAL, 1976). EDAD +80 75-79 70-74 65-69 60-64 55-59 50-54 45-49 40-44 35-39 30-34 25-29 20-24 15-19 10-14 5-9 -4 59 FIG. 7 .- OISTRIBUCION POR SEXOS V EDAOES. 1887 100 200 300 EFECTIVO 60 1940 1950 1960 1970 FIG. 8 .-DISTRIBUCION POR SEXOS Y EDAOES. 61 GRUFO EDAD 1687 1915 1930 1940 1950 1960 1970 0- 14 1686 34 '3 1696 34'0 1591 31'3 1361 21 •o 1039 24'9 '121 22'3 453 17'8 15 - 64 )011 61'2 3C177 61'7 3142 61'8 3251 64'4 2770 66'3 2145 65•8 1671 65'7 ~ 65 221 4'5 214 4'3 348 6•6 434 8•6 371 8'9 389 11'9 420 16'5 !OTAL 4918 4969 5081 5046 4180 3261 2544 CUADRO 3.~ Distribuci6n de la poblaci6n por grupos de edades. l.l.C. PROPORCION DE SEXOS En toda poblacion, si bien el valor reproductivo de ambos sexos ha de ser el mismo en cada generacion (FISJffiR, 1.958), la proporci6n en la que se originan mujeres, es de primordial i~ portancia en los modelos demograficos y de la genetica de pobla­ ciones, puesto que al ser el papel del varon en cierto modo "ac­ cesorio", permanece como estrictamente importante el reemplaza­ miento £emenino de una a otra generacion, ya que el potencial r~ productor de aquellos, vendra limitado por el numero de hembras disponibles. Poblaciones identicas, exccpto por su proporci6n de sexos, presentan diferentes tasas intrinsecas de crecimiento, de 62 torma que r se hara mayor, cuanto mas reducida sea la relaci6n de sexos.- Una proporci6n de sexos equilibrada, maximizaria el - ' tamafio efectivo de la poblaci6n para un numero de habitantes fijo, hacienda minimos los efectos de la deriva genetica y del "inbreeding". Generalmente la proporci6n de sexos o "sex ratio", - Tiene expresada por el numero de varones existentes por cada 100 mujeres. Suelen calcularse las siguientes proporciones de sexos: - Primaria: en el momento de la fecundaci6n. • Secundaria: al nacimiento. - Terciaria: en cualquier otra edad. La desviaci6n de la proporci6n secundaria de sexos - de la expectativa 1:1, podria tener su causa en dos tipos de me­ canismos: 12 Deriva meiotica o selecci6n gam~tica. 22 Kortalidad diferencial despues de la fecundaci6n. a) Proporci6n de sexos al nacimiento Dado que el estu4io de la proporci6n primaria de se­ xos, no es abordable &on el tipo de material que aqui se utiliza, se hara referencia solamente a las otras dos clases •. Primeramente 63 se ha calcu1ado 1a proporci6n de sexos a1 nacimiento, en funci6n · del numero de indi vi duos nacidos vivos; en otras ocasiones han - sido incluidos tambien los nacidos muertos (HEWITT et al., 1955). La anterior proporci6n, se sit~a en la mayoria de las poblaciones humanas, en torno a 106 varones por 100 hembras, con un rango de variacion que vade 104 a 107 (VISARIA, 1967), siendo importantes las variaciones raciales: vease ASHCROFT (1970), AYENI(1975), - BAcKER y DUTT (1972), BECKERMAN (1976), CHAGNON (1972), ERIKSSON (1976), LYSTER (1968) y SALZANO (1972). En el cuadro 4, puede apreciarse la evo1uci6n a lo - largo de mas de 100 afios, de la proporci6n de sexos al nacimien­ to, en el area que nos concierne. Durante el presente siglo, se eonocen tambien los valores correspondientes al conjunto de la - region (BERNIS, 197?), para periodos similares. La proporci6n de sexos ha oscilado entre 99 y 117. Con la excepci6n de la decada 1920-29, son valores ligeramente elevados, y a partir de 1930 m~ eho mas, ya que en ese momento 1a proporci6n de sexos en Espana, y tambien en Galicia, se estabiliza en torno a 105. Anteriormente a 1900, se dispone de diversos datos - al respecto: ALCOBE y PREVOSTI (1961), en el valle de Aran, en­ cuentran valores de 112, muy superiores a los de BASABE (1961) en un valle vasco; MARIN (1977) presenta resultados pr6ximos a 104; finalmente en los vecinos Ancares Leoneses, 1a proporci6n de sexos se ha mantenido entre 106 y 125 para el mismo periodo (RODRIGUEZ, 1981). En esta misma zona, se recoge en la decada - 64 SEXO PERIODO N~SCULINO FEMENINO PROP. SEXOS GALICIA(1) 1871-1879 712 605 117'69 1880-1889 862 796 108 1 29 1890-1899 904 828 109 I 18 1900-1909 822 751 109'45 110'10 1910-1919 709 666 106'46 109 '48 1920-1929 630 634 99'37 103'47 _1930-1939 541 465 116'34 106'32 1940-1949 446 383 116 '45 104' 82 1950~1959 255 222 114 t 86 104 '94 1960-1977 241 223 108'07 103•86 TOTAL 6122 5573 109'85 (1) Bernia (1977) CUADRO 4 .- Evolucion de la proporcion secundaria de sexos (nacidos vivos). 65 1920-29 un minimo, quizas menos acusado que el que hemos indica­ do previamente, el cual aparece reflejado en el conjunto regional gallego; pudiendo pensarse que este fue un hecho generalizado en el noroeste peninsular, sin poder entrar en sus posibles causas. Hay de todas formas que ser muy prudente al comparar las propor­ ciones de sexos entre divereas poblaciones, ya que como afirma - VISARIA (1967), el error tipieo de la proporei6n de varones al - nacimiento, es bastante elevado en poblaeiones de efectivo limi­ tado. Tampoco cabe atribuir los cambios en el tiempo a la selec­ ci6n natural, porque estos, si existen, han de ser demasiado le~ tos para ser detectados (BODMER y EDWARDS, 1960). Referente a la variacion estacional de la proporci6n secundaria de sexos, no se ha detectado ninguna variacion siste­ matica que permita suponer la existencia de patron alguno. b) Factores asociadas a la proporci6n secundaria de sexos. "El estudio de la proporci6n secundaria de sexos, ha fascinado al antrop6logo por muchos afios, y a lo largo del tiem­ po ha sido asociada con gran numero de factores" (ERICKSSON, -- 1976). TEITELBAUM (1972) enumera cerca de treinta, con resultados mas o menos contradictorios seglin los casos. La bibliografia so­ bre este tema podria agruparse en cuatro cla~es: a) Variabilidad intra-interfamiliar y heteroseneidad de s~ xos por fratrias: (BEILHARZ, 1963; EDWARDS, 1958, 1959, 66 1961, 1962; GREENBERG y WHITE, 1967; HEWITT _Ell .§l., 1955• LANCASTER, 1950; PREVOST!, 1950). b) Asociaci6n a factores tales como la edad paterna, mater­ na o paridad: (EDWARDS ;r FRACCARO, 1960; ERICKSSON, 1976 JAMES, 19?5, 19?7; MORAN et al., 1969; NOVITSKI ;r SANDL 1956; TEITELBAUM et al., 1971). c) Radiaciones ionizantes: (SCHULL, et al., 1966). d) Aspectos de heredabilidad: (TRICHOPOULUS, 196?). De los anteriores factores, se han revelado como pos! blemente mas importantes la paridad, edad materna y paterna, si - bien todos ollos estan en cierto modo correlacionados y resulta - problematioo separar sus efectos. En base a la informaci6n proporcionada por 1315 fam! lias con reproducci6n completa (vease apartado II, 2.4.),.d~ las que se conoce 1a secuencia de su descendencia segan el sexo (cu~ dro 5), la edad de la madre en cada alumbramiento, y el tamafio familiar final, se ha calculado lo siguiente (cuadro 6): • a) Las correlaciones entre la proporci6n de varones por fa milia y el tamaiio de 1a misma, para los periodos 18?1- 1899, 1900-1929 y posterior a 1930. b) Se ha intercambiado 1a segunda variable por 1a edad me­ dia de materpidad. V A.RONES/ TOTAL HIJOS NACIDOS VIVOS N MEDIA ERROR 67 1871-1899 649 0,512 0,010 PERIODO 1900-1929 549 0,511 0,012 1930-1977 117 0,509 0,032 OUADRO 5.- Relaci6n de sexos al nacimiento: familiae con f~ cha de fin de union. En ninguno de ambos casos, la correlaci6n ha sido - aceptable. WALLER (1976), tampoco consigui6 demostrar claramen­ te la re1aci6n entre e1 sexo de los hijos y el tamafio de la fam! lia. Podria concluirse pues, que o bien no existe asocia­ ci6n entre las Citadas variables, 0 bien que esta ~B tal, que el metodo utilizado y el nUmero de familiae consideradas no permite detectarla c) Proporci6n terciaria de sexos El cuadro 7 resume la variacion de la proporci6n te~ ciaria de sexos. Considerando simultaneamente todo el espectro -. de edades, cabe destacar lo siguiente: basta 1950, la proporci6n de varones muestra una menor contribuci6n de estos, respecto a - VARIABLES N!:Z PARES (1)-(2) R p N2 PARES (1)- (3) R p 68 1971-1899 1900-1929 1930-1977 649 549 117 0 1 002 7'0'022 0'043 >0'05 ::>0'05 >0'05 639 545 117 0 1056 -0'055 o•oao > 0 1 05 > 0 1 05 > 0'05 (1) Hijos varones I (varones mas hembras) por famUia. (2) N2 de hijos nacidos vivos por familia. (3) Edad media de mater.nidad por famUia. CUADRO 6 .- Correlaciones 2 a 2. 69 1a que tenian al nacimiento. Sin embargo, en 1960 y 1970 1a pro­ poreion terciaria, se eleva sobre la secundaria. Cifiendose al p~ riodo reproduetor femenino (20-44 afios, equivalente a mas del 96% de todas las maternidades), el desajuste de uno a otro sexo se iB crementa con un exceso entre 1960 y 1970 de 18 y 32 varones por - cada 100 mujeres respectivamente, muy por encima de los va1ores - ha11ados basta entonces. TODAS LAS EDADES 20 - 44 A.Ros AHO _N_ P. SEXOS _N_ P. SEXOS 188? 4923 93,59 1652 88,58 1915 4989 102,31 1690 101,67 1930 5081 98,94 1733 105,09 1940 5046 103,88 1972 104,78 1950 4180 105,81 1565 103,25 1960 3261 113,90 1043 118,20 1970 2544 113,96 ?76 131,64 CUADRO 7.- Evo1uci6n de 1a proporcion terciaria de sexos. En el apartado 1.4., se indica que 1a emigracion se hizo masiva entre 1950 y 1960, implicando para el grupo de eda­ des que se esta considerando, una mayor proporci6n de mujeres, lo cua1 contradice la opinion generalizada de que la emigraci6n 70 ha de ser predominantemente masculina. Por este motivo, la tasa de masculinidad disminuye tardiamente en relaci6n a otras pobla­ ciones. De los valores obtenidos para las tasas de mortalidad es . - pecificas para cada edad y sexo (apartado 1.3.), no puede dedu­ cirse una mayor mortalidad femenin~ en el grupo de edades repro­ ductoras. Un desequi1ibrio de sexos acusado pero de sentido con­ trario, £ue encontrado por PEREZ (1976) en la Lanzada durante el siglo XVIII. En otras ocasiones no parece ser la emigraci6n, 1a causante de una proporci6n terciaria de sexos elevada, sino la - mortalidad diferencial (CHAGNON, 1972; CROSS y MCKUSICK, 1970; - SALZANO et !!!•, 1967; SALZANO, 1972). Cualquiera que sea el origen del desequil1brio de S! xos en una comunidad, este tiene importantes consecuencias para la misma, puesto que el descanso del numero de habitantes, viene agravado por la alteraci6n del potencial reproductor de la pobl~ ci6n (PIASECKI, 1979) • • 71 1.2. NATALIDAD 1.2.A. TASA BRUTA DE NATALIDAD En demografia, con frecuencia se analizan tasas bru­ tas, las cuales refieren anualmente la frecuencia de un fen6meno (nacimientos, matrimonies o defunciones), a una poblaci6n teori­ ca de 1000 habitantes. En la presente investigaci6n, tanto las - tasas brutas de natalidad, como las que apareceran en apartados posteriores, se han calculado en base a los censos y resumenes - de los padrones, conservados en Los Nogales; con anterioridad a 1887, se ha recurrido al censo de 1857, publicado por el Instity to Nacional de Estadistica. Con el fin de corregir la divergen­ cia, entre el numero de habitantes de derecho y de hecho registr~ dos en censos consecutivos, se ha tomado como poblacion· de refe­ rencia la siguiente: (Poblaci6n de derecho - Poblaci6n de hecho) 1/4 + Poblaci6n de hecho La poblaci6n intercensal se ha estimado por interpo­ laci6n lineal, con correcci6n para la diferencia anual entre el nlimero de nacimientos y defunciones, la cual ademas, fue centra­ da en la mitad de cada afio. En la figura 9 se representa la evolucion, a lo lar- ~ z w i ~ 72 I 0 c 0 w :E i - 0 c 0 ;:j ;! c z w 0 ~· :J a: m c en c ... '· Ot d u:: 73 go de mas de un siglo~de la tasa bruta de natalidad. Las fluc­ tuaciones se han eliminado calculando los promedios moviles de rango 5, los cuales aparecen superpuestos a los valores anuales. Las tasas encontradas hasta el afio 1930, situadas e~ tre un 30 y un 3~~ encajarian con las calculadas por PEREZ (1976) en la jurisdicci6n de la Lanzada (Pontevedra), para el s! glo XVIII. A partir de 1900, momento que represents la natalidad maxima, se inicia una tendencia ininterrumpida hacia tasas meno­ res. El periodo de la guerra civil, y en menor medida los afios - previos a 1920, experimentaron un descenso del nUmero de nacimieg tos por encima de lo normal. Por tanto, las verdaderas victimas - de la guerra no fueron los que murieron a causa de ella, sino los que por ella dejaron o han dejado de nacer (NADAL, 1976). El periodo de natalidad mas elevada, podria correspog der a un aumento del nUmero de matrimonies celebrados (ver figura 17). En cierto modo, la natalidad reflejar!a las variaciones de - la tasa de nupcialidad, al menos haata 1940. A partir de entonces, la elevaci6n de esta no implicar!a un incremento de aquella, pro­ bablemente, por abandonar la region parte de las familias recien constituidas, antes de producir descendencia. Desde 1960, la tasa bruta de natalidad, podria cons­ tituir una subestima de la realidad, en el caso de que una parte de los nacimientos se hubieran registrado fuera de la zona estu­ diada. La lejania de los dos centros sanitarios mas pr6ximos (L~ goy Ponferrada), e informacion recogida sobre la forma habitual 74 de dar a luz, permiten concluir que la tasa calculada no di!iere . de forma importante de la real. Los reducidos valores encontra­ . dos en los ultimos afios, no deben extrafiar puesto que, seg6n -­ CAMPO (1975), durante el quinquenio 1961-1965, Galicia present6 las tasas mas bajas de toda Espana, y dentro de aquella, los me­ nores correspondieron a la provincia de Lugo. Habria pues que -­ buscar la causa de la disminuc16n de la natalidad, en una perdi­ da del e!eetivo reproductor de la poblaci6n, hecho que qued6 cl~ ro a1 tratar la distribuc16n por edades. Be ve pues, que la tasa bruta de nata1idad, se situa a niveles 11geramente in!eriores al promedio espafiol, sabre todo en el ultimo tereio del siglo pasado (CAMPO, 19?5). Respecto a - otras areas rurales, los valores aqui estimados, aparecen por d~ bajo de las tasas ca1culadas en las Alpujarras (LUNA, 1978; MA­ RIN, 1977) y en el este europeo (HENNEBERG, 19?7a; FARCAS,. ~972); a nive1es semejantes a los encontrados en la Maragateria (BERNIS, 1974), Riafio (GOMEZ, 1977), Los Ancares Leoneses (RODRIGUEZ, -- 1981), Daganzo (TRANCHO, 19?9), y !uera de Espana LUCCHETI £! al., (19?6) en ~ archipielago de las E6licas; !inalmente se mantiene ligeramente por eneima de los de la isla de Formentera hasta -- 1960 (BERTRANPETIT, 19?8) y Oxfordshire (KUCHEMAN~!! !!•t 1967). 1.2.B. TASA DE ILEGITIMIDAD La proporcion de nacimientos ileg!timos en una pobl~ ei6n, tiene in!luencia~n tanto que su inclusion o exclusion al- 75 terara las estimas correspondientes), sobre la tasa bruta dena­ talidad, las tasas reproductoras especificas para cada edad, el tamafio familiar promedio y, en opinion de CROSS y MCKUSICK (1970) sobre la edad media al contraer matrimonio. En cuanto a sus pos! bilidades de supervivencia, los nifios nacidos fuera del matrimo­ nio, pueden estar durante los primeros afios de au vida, sometidos a mayores dificultades de toda indole (BEASLEY y PARRISH, 1969). Be caracteriza el area estudiada, por una muy eleva­ da tasa de ilegitimidad respecto al total de nacimientos, lo cual estaria en concordancia con el resto de la region gallega. En la figura 10, aparece el porcentaje anual de nac! mientos anteriores al matrimonio, junto con sus promedios movi­ les de rango 5. A finales del siglo pasado alcanzo valores maxi­ moe muy pr6ximos al 2~~. reduciendose a principios del presente siglo, para elevarse de nuevo hasta niveles del 15%. Durante los afios de la II Republica, se aprecian va­ lores reducidos, del orden del o/~, alcanzando en el periodo 1936- 1940 un 15%. A partir de entonces e1 descanso no se ha visto int~ rrumpido, situandose en los ultimos afios a niveles proximos al - 2%, valores que no difieren del 1,94%, que CAMPO (1975) da para los conjuntos provinciales espafioles. La causa de tan elevada,ilegitimidad en Los Nogales, habria que buscarla en la desmesurada proporci6n de mujeres eel! bes durante su periodo reproductor (ver cuadro 16), y en el retr~ 76 so de la edad media al contraer matrimonio, aunque segUn HARTLEY (19?1), esta no seria raz6n suficiente. Cabria esperar una cier­ . ta relaci6n causal, entre la variaei6n de la tasa de nupcialidad y la frecuencia de ilegitimidad, sin embargo, la comparacion de las figuras 10 y 1?, no permite afirmar tal asoeiaci6n. En los calculos anteriores, no se han incluido aque­ llas concepciones premaritales, que han dado lugar a descenden­ cia posteriormente a la celebraci6n del matrimonio. Su consider~ ci6n hubiera elevado las frecuencias estimadas, superando proba-. blemente los valores encontrados por ALSTROM y LINDELIUS (1966) en Suecia, y tremendamente por encima de los correspondientes a la poblaci6n rural francesa, de comienzos del siglo XIX (BLAYO, 19?5). Respecto a otras areas espanolas de las que se cono­ ce el porcentaje de nacimientos ilegitimos (PEREZ, 19?6; RODRI­ GUEZ, 1981; TRANCHO, 1979), las frecuencias halladas en Los N0g~ lea, se situan de 2 a 4 veces por encima de las de aquellas. ILEGITIMOS 1100 NACtMIENTOS 2a 20 15 10 :s 0 •••• ''I • I •••• I • I •••• , •••••••••• ill ••••• I I •• I II -.-J~~~ 1880 1890 1900 1910 1920 l930 l940 18GO . 1980 1970 FfG. 10.-TA.SA ANUAL OE ILEGITIMIOAD. ( .......... MEDIA MOVIL) ..,J ...J 78 1.3. MORTALIDAD 1.3.A. TASA BRUTA DE MORTALIDAD La tasa bruta de mortalidad, o numero de defunciones por 1000 habitantes y ano, se situa entre 1871 y 1899 en torno - al 30%o, con miximos en 1878 y 1880 {Figura 11). La fecha de las aetas de de!unci6n indica que en 18?8, el incremento tuvo lugar en los meses de Abril, Mayo y Junio, y en los de Enero y Febrero en el segundo caso. Los mismos registros, atribuyen una gran p~ te de los fallecimientos ocurridos entre 18?8 y 1884, a la viru~ la como agente causal. La no posible comprobac16n de este dato, obliga a tomar con reservas tal aseveraci6n. HENRY {19?6), situa en el mea de Diciembre de 18?9, una oleada de !rio excepcion~l - en Europa occidental, que quizas podria tener alguna reiaci6n con las defunciones registradas en los meses siguientes. En 1901 existe un m9.ximo secundario, no muy import9.!! • te y localizado en los meses estivales, las causae del cual per- manecen desconocidas. Se inicia posteriormente una disminuci6n de la tasa - de mortalidad, hasta niveles de un 20;~ con la conocida excepci6n de la epidemia gripal del afio 1918, que constituye, con mucho, e1 maximo absoluto de todo el periodo, y de la que haremos de nuevo referencia mas adelante. DEFUNCIONES /1000 HABITANTES 00 40 30 20 10 MUERTOS .c::: 1 ANO ·1100 DEFUNCIONES 301 20 10 0 •••-..-.-,-.r-.J--,..------T-l"I..-.---.----..J-·w.-wli-.---T---.•TJ-.--..-~ .. .-T .... -.r~-·..------.--.---~·~ fi',iit ¥iiil '''' 'J* I I I 'I 1880 1890 1900 1910 1920 1930 1940 1900 1960 1970 FIG. 11.- TASA BRUTA DE MORTALIOAD ANUAL ( ....... MEDIA MOVIL). CONTRIBUCJON DE LA MORTALJOAO INFANTIL A LA TOTAL. ....J "" 80 Bigue una rase aproximadamente eatable, a niveles s! tuados entre el 15 y el ~con escasa, sino nula, repercusi6n­ de la guerra civil, el final de la eual indica el inieio de un - ultimo descenso, que situara la tasa bruta de mortalidad sobre - un lQ%o. El incremento de easi 5 puntos apreeiable en las dos· -ultimas deeadas, se debe a una importante modificaei6n de la eo~ posiei6n por edades de la poblaci6n, fruto de una emigraci6n di­ fereneial respecto a la edad. La gripe de 1918, se limita en realidad a los 3 ult! mos meses de dieho afio, y muy espeeialmente al penultimo~ con -­ elevaciones respecto al promedio de toda la decada,,de 5,5, 14,5 y 4 veces respectivamente. El sexo mas afectado fue el femenino, a pesar de ser entonces las proporcion terciaria de sexos supe­ rior a 100. En cuanto a grupos de edades, sucumbieron principal­ mente personas por debajo de los 40 afios, y de forma mu, especial en el grupo de edades reproductoras (Cuadra 8). Si se compara la evoluci6n de la tasa bruta de mort~ lidad en Los N0 gales con la del conjunto nacional (c~, 1975), ambas siguen un ritmo semejante hasta el afio 1960, momento en el que tiene lugar, como hemos mencionado, 1a tendencia resresiva - en Los Nogales, y la cual no se manifiesta tampoco en Los Ancares Leoneses (RODRIGUEZ, 1981). La tasa bruta de mortalidad encontrada, ocupa una p~ sicion intermedia entre valores elevados (FARCAS, 1972) y reduc! 811 VARONES MUJERES TOTAL GRUPO EDAD ( 1) (2) ( 1) (2) ( 1) (2) < 20 36'76 40'48 29'58 42'42 33'09 41'53 20 - 39 8 1 82 22'62 4'22 12' 12 6'47 16'94 ~ 40 54 141 36'90 66 1 20 45'45 60'43 41 '53 TOTAL 48'92 45'90 51'08 54'09 ( 1) = N2 promedio de defunciones du- rante los meses X, XI y XII de los anos 1915, 16, 17, 19, 20 y 21. (2) = Idem 1918. CUADRO 8 .- Efecto, por soxos y edades, de la epidemia gripal del afio 1918. 82 dos (DRAKE, 1972; LUCCHETI et !!•t 19?6J PEREZ, 19?6). Puede por .tanto eoneluirse (eon reservas, debido a que las tasas pueden e~ . tar referidas exelusivamente a los afios censales), que. la mejora de las condiciones sanitaria& que tuvo lugar en Europa, y mas co~ cretamente en Espana, alcanz6 Los Nogales con no excesivo retraso Este declive de las enfermedades infecciosas se deberia seg&n CAM PO (19?5) a: lA Medidas medicas preventivas y de tratamiento. 2A P'rdida espontanea de la virulencia de los microorgani~ mos portadores de enfermedades. 32 Majora del medio ambiente. Lo anterior se veria reflejado sobre todo, en la pr~ porci6n de muertos menores de 1 ano, respecto al total de defun­ ciones (parte inferior figura 11), que hasta 1940 se ha·manteni­ do a niveles de un 15%, situandose a partir de entonces alrede­ dor del 10%, 7 desde 1950 constituyendo solamente un 5% de todas • las defunciones. 1.3.B. TASA DE MORTALIDAD INFANTIL La tasa de mortalidad infantil, refleja las condici~ nes socioecon6mieas que prevalecen en una determinada sociedad - 0 area, con mueha mas exactitud que la tasa bruta de mortalidad. Por esto se la considera un buen indicador de las condiciones -- 83 econ6micas y soeia1es (CAMPO, 1975). Dicha tasa puede definirse como el nUmero de muertes anuales de nifios menores de 1 afio, por cada 1000 nacimientos. Frecuentemente, se caleula la tasa de mortalidad in­ £antil, con referencia al numero de fallecimientos que tienen 1~ gar en un afio determinado. Este proceder da lugar a estimaciones inexactas, porque incluye individuos nacidos el ano precedente. La anterior dificultad se ha resuelto teniendo en cuenta, tanto la fecha de nacimiento como la de defunci6n, lo cual determina - una reorganizaci6n de estos datos previamente a au empleo. La t~ sa de mortalidad infantil del afio (x), vendr!a dada por la igua! dad (HENRY, 19?6): siendo: M = numero de fallecidos en el afio x y nacidos ese mismo X ano. mx• DUmerO de fallecidos en el aDO X y nacidos el afio ~ terior. nx• numero de nacimientos en el ano x. nx-l= nUmero de nacimientos en el afio x-1. La figura 12, recoge la evo1uci6n temporal de 1a ta­ sa de mortalidad infanti1. Una primera fase, cronologicamente la mas antigua, acusa niveles elevados de mortalidad, con valores - promedios por decada superiores al 13~~. La reducci6n en los u! 84 w c 85 timos 10 afios del pasado siglo, no se conso1ida hasta aproximad~ mente 1910. Sigue un periodo de relativa estabi1idad basta 1940, . . con niveles proximos a 1100~o; el ultimo descenso tiene lugar de~ de entonces, situandose 20 afios mas tarde por debajo del 200~o. - Las grandee oscilaciones re!lejadas en la grafica son sin duda, fruto del limitado nUmero de defunciones anuales dentro de este grupo de edades, principalmente a partir de 1960, donde pequefias alteraciones relativas del nnmero de nacimientos y defunciones, pueden modificar de forma importante la tasa de mortalidad in!~ til. No es posible sefialar un gran paralelismo entre la - evolucion de la tasa de mortalidad general (!igura 11), y la in­ fantil. De nuevo cabe indicar, la nula repercusion de la epide­ mia gripal de 1918 y de la guerra civil, sobre el numero de mue£ tea infantiles. En Los Nogales, 1a tasa de mortalidad infantil se s! tua, durante la mayor parte del presente siglo, por debajo del - promedio nacional (NADAL, 1976). Parte de estas diferencias, pu~ den tener au origen en 1a divergencia del metoda utilizado, as! como en la ruralidad que, segnn NADOT (1970), tendria el efecto de reducir la citada tasa, respecto a 1a del medio urbano. Componentes de la mortalidad infantil Las posibles causae de defunci6n, durante los prime­ roe doce meses de vida de un.individuo, podr!an incluirse en uno 86 de los siguientes grupos: a) End6genas, anteriores al nacimiento (malformaciones o debilidad congenitas), o por traumatismos durante el - parto. b) Ex6genas, atribuibles al medio externo (infecciones, - alimentaci6n, deficiente, accidentes, etc.). Dado que el registro de las causae de muerte suele ser inadecuado, BOURGOIS-PICHAT (1951), ideo un procedimiento - grafico, que. requiere solamente conocer la distribuci6n por ed~ des, de los fallecimientos de menos de un afio. Este metodo se - fundamenta en que, los puntos teniendo por abcisa una funci6n - bien determinada de la edad exacta de defunci6n, y como ordena­ da las muertes acumuladas, desde el nacimiento hasta esa edad, estan alineados. Esta recta prolongada hacia el eje de ordena­ das, lo corta en un punto cuya ordenada, corresponds al numero de muertes end6genas. La diferencia con el total, constituirl - la mortaliaad ex6gena. Un metodo numerico es frecuentemente utilizado, pe­ ro tiene la desventaja de presuponer que la distribuci6n de las defunciones infantiles se ajustan a una recta. La divergencia - entre ambas estimas puede ser considerable (Cuadro 9). En la figura 13 se han representado las distribuci~ nes correspondientes~l metodo grafico. La intersecci6n con el eje de ordenadas, se ha calculado como el termino independiente 87 PERIODO (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) 1871-79 205 1346 32'50 119'80 37'14 115'16 152'30 1Bao...:a9· 312 1890-99 211 1900-09 282 1662 53 '42 1582 40'81 1748 48'19 133'70 49'34 92'57 38'56 113'14 46'91 138'39 94'82 114'42 18'7'12 133'38 161'33 1910-19 150 1391 29'30 78'54 28'76 79'08 107'84 1920-29 140 1267 25'35 85'15 22'69 87'81 110'50 1930-39 110 1013 37'05 71'54 33'32 75'29 108'59 1940-77 72 1753 21'45 19'62 20'39 20'68 41'07 (1) Muertos de menos de un afio (2) Nacidos vivos ·Mortalidad iniantil: Metodo grafico {3) Endocena (4) Exogena M&todo nQmerico ( 6 5) Endogena ( ) Exogena (7) Morta1idad infa..7ltil total CUADRO 9 .- Estimaci6n, por el metodo gnffico y numerico, de los componentes e~·:logeno y ex6geno de la mortalidad infantil. 88 N uso 100 l'SO 0 - 1 S 3 4 IS 878910Ul2 1880-89 1900-09 18'71- 79 1890-99 ( 1920- 18 --- 1910- 18 -:·- 1830- 38- 1940-49 1940-78 191W -88 1960- '79 MESES FIG. 13.- DISTRIBUCION,- POR PERIODOS, DE LAS MUERTES INFANTILES, A LO LARGO DE LOS 12 PRIMEROS MESES DE VIDA. 89 de la recta de regresi6n~ determinada por los doce puntos, cara£ teristicos de cada periodo. Tanto el componente endogeno como el ex6geno, y pria oipalmente este ultimo han experimentado una reducci6n en el tiempo (figura 14). La mortalidad ex6gena ha decrecido desde va­ lores de 4/5 de la mortalidad infantil total, hasta niveles de - aproximadamente 1/2. Este ritmo diferente ha sido detectado en - repetidas ocasiones (NADOT, 1970; BOURGOIS-PICHAT, 1964), y ten­ dria su explicaci6n en el hecho, de que es mucho mas sencillo 1~ char contra las causas externas de mortalidad (falta de higiene, alimentaci6n deficiente), que contra aquellas otras inherentes­ al individuo. La diferente pendiente de ambas distribuciones, n~ eesariamente conduce al cruce de las mismas, en periodos difere~ tea segUn el nivel socioeeon6mico de cada poblacion (MARKIDES y BARNES, 1977). El haber agrupado las defunciones tnfantiles des­ de 1940, solamente permite afirmar que en Los Nogales, la morta­ lidad infantil endogena ha rebasado a la ex6gena, en alg6n mome~ to a partir de dicha fecha. Alcanzando un nivel sanitaria adecu~ do, es muy improbable una reducc16n de la mortalidad end6gena; - es como si esta dependiera de las caractcristicas de la pobla­ cion, y muy poco de los avatares sanitarios, mas o menos aleato­ rios, que puedan tener lugar en ella. 90 NJ1000 NACIMIENTOS -·-ENDOGENA ••••EXOGENA -TOTAL 180 140 100 60 20 • ~---P----P---~----~--~----.-~~ 1871-78 1890--99 1910-19 . 1930-39 1940-77 FIG. 14 .-COMPONENTES, POR PERIOOOS, DE LA MORTAUDAO INFANTIL. 91 l.;.c. MORTALIDAD SEGUN EL SEXO Y LA EDAD La edad y el sexo de cada individuo, son elementos - evidentes en la variabilidad de la mortalidad. El descanso a lo largo del tiempo, de la tasa bruta de mortalidad, se debe princ! palmente a la menor contribuci6n de las defunciones infantiles, sobre todo las atribuibles a causas ex6genas. Lo anterior se re­ fleja, en la mayor parte de las poblaciones, por una disminuci6n de las tasas de mortalidad infantiles y juveniles, al tiempo que se incrementan las correspondientes a las edades avanzadas. En los cuadros 10 y 11, se recoge el numero de def~ clones por sexo y periodo. Despues de 1940, se han considerado - grupos de doe decadas, con el fin de compensar el menor registro de defunciones. De la clase de los cinco primeros afios, se ha s~ parado la correspondiente a la mortalidad infantil, dadp que es­ ta suele presentar grandee diferencias entre sexos. Los valores correspondientes a los cuadros anterio­ res, se han representado de forma absoluta, en las figuras 15 a 18. De esta forma son comparables en cada periodo, las distrib~ clones masculinaa y femeninas. Sin embargo, al hacer una inter­ pretacion a lo largo del tiempo, ha de tenerse en cuenta la mod! ficaci6n que ha experimentado el efectivo de la poblaci6n. A traves de estas nueve graficas, puede apreciarse una clara evoluci6n, desde valores muy elevados en las clases m~ nores de cinco anos en el periodo 1871-79 y posteriores, las cu~ EDAD ~ 1 1- 4 5-9 10-14 15-19 ' 20-'.4 25-29 30-34. 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-54 65-69 70-74. 75-79 80-84 ~65 TOTAL 18'71 - 1879 VARONES 2...-~- 129 19'54 110 16'67 35 5 130 17 2'58 14 2'12 22 3'3.3 17 2'58 15 2 1 27 15 2'27 .33 5 •oo 31 4'70 41 6' 21 22 3'33 49 7'42 31 4 '70 28 4'24 22 3'33 19 2'88 ~ N :' 75 13'39 85 15'18 34 6•07 22 3'93 12 2'14 2.3 4 1 11 16 2'86 16 2'86 14. 2'50 26 5'00 17 3'04 59 10'54 19 3'39 52 9'28 20 3 '57 26 5'00 18 3 '21 ,, 2'68 10 1'52 7 1'25 660 560 1880 - 1889 ~ _!!_ -~- 173 25'33 99 14'49 .30 4'39 23 3'37 19 2'78 26 4'10 15 2'20 14 2'05 10 1'46 22 3'22 12 1 '76 30 4'39 29 4'24 4·9 7 '17 48 7 1 03 35 5'12 'ZT 3 '95 14 2 105 ~ L-"- 145 20'36 96 13 '76 25 3'51 21 2 195 22 3'09 21 2'95 16 2'45 20 2'61 18 2'53 24 3'37 13 1'82 44 6' 18 34 4'78 73 10'25 46 6'74 40 5'62 21 2'95 20 2'81 6 0'88 9 1'26 683 712 1890 - 1899 ~ 2- -"- 116 18 104 95 14'77 .31 4 1 82 14 2' 18 19 2'95 22 3'42 26 4'04 12 1 •87 14 2'18 22 3'42 16 2'49 30 4166 28 4'35 49 7'62 30 4'66 65 10'11 26 4 104 14 2' 18 WJERES 2._ ....L 104 15'41 82 12'15 33 4 '89 19 2'81 14 2'07 27 4 '00 '2.7 4'00 , 1 , '63 16 2'37 17 2 '52 18 2'67 38 5'63 44 6'52 66 9'78 46 6 '81 51 7 '56 22 3'26 25 3'70 14 2'18 15 2'22 643 765 qD'ADRO 10 .- NUm.ero de deftmciones por sexo y edad. 1900 - 1909 VARON'ES ..!.. _L 156 25'62 68 11 1 16 23 3 '76 10 , '64 17 2'79 21 3'45 18 2'95 14 2'30 , 1 1 t 81 9 1'48 6 0'98 11 1' 81 '25 4 1 10 43 7 106 37 6'08 58 9'52 34 5'58 29 4'76 MUJERES N ~ --- 129 17'24 102 13'64 27 3 '61 17 2'27 14 1 1 87 22 2'94 24 3' 21 25 3 •. 3-4 21 2. 81 17 2 '27 23 3'07 29 3'88 33 4 1 41 73 9'76 u. 5' 86 55 7'35 31 4'14 J8 s•oa 19 3'12 24 3'21 609 748 \.0. N 1900 - 1919 VA'RON'ES EDAD 1'1' ~ "" 1 77 H'50 ,_ 4 51 9'60 5- 9 17 3 '20 10-14 16 3 '01 15-19 22 4'14 20-24 17 3 I 20 25-23 24 4 1 52 30-.34 10 1'88 35-39 16 3 '01 40-44 11 2 '"' 45-4'3 12 2'26 50-54 32 6'0l 55-59 18 3'39 60-64 33 5 I 21 65-69 32 5'03 70-74. 45 81 66 75-7'3 42 7 1 91 80-8& 34 5 '40 :1!!3; 21 3'95 TO!AL 531 MUJL!iES lf % 75 13 '64. 50 8'98 12 2'15 14 2'51 23 4 1 13 18 3 '23 21 3'77 22 3'95 13 2'33 22 3'95 22 3'95 28 5'03 31 5'56 39 7 '00 29 5 '21 43 7'72 37 6 '64. 39 7'00 18 3 '23 557 1920 - 1929 VARON"ES N 1' 78 19'75 31 7'85 12. 3 '04 20 5'06 13 3'29 12 3'04 10 2'53 15 3'78 9 2'28 13 3'29 11 2 '78 1) 3'29 20 5'06 22 5'57 26 5'58 41 10'38 19 4'82 .15 .3'80 15 .3' 80 395 Mtio~"l:RES N ~ 62 15'35 31 7'67 13 3'22 10 2'4.8 10 2'48 8 1 '98 7 .1'73 12 2'97 8 1'96 6 1 '48 12 2'97 23 5'69 29 7 '18 34 8'42 20 4'95 35 8'66 Z7 6 '68 .32 7'92 25 5 '19 4.04 1930 - 1939 VAROlrES N % 68 17 '89 22 5'79 9 2'37 7 1'84 10 2'63 14 3'68 a 2•1o 12 3'16 4 1 '05 10 2'63 4 1'05 14 3'68 11 2 1 89 30 7 '89 .38 10'00 J4 8'95 40 10'52 25 6 '84 19 5'00 380 MUJERES N f. 50 12'95 Z7 6 '99 9 2 133 1 1 30 11 2 1 85 11 2 1 85 7 1 '81 10 2'59 9 2'.33 10 2'59 5 1 f .30 15 4. '14 13 3'37 30 7 177 40 10'36 43 11'14 3.3 8'55 .33 8'55 24 6'22 386 CUADRO 11 .- NUm.ero de defunciones por se:x:o y eda..d. 1940 - 1959 VAnONES N f. 47 8'41 15 2'68 9 1'61 4. 0'72 5 0'89 13 2 132 15 2•68 10 1·'79 17 .3'04 14 2 150 MUJ'Ero.:S N ~ .30 5'92 15 3'16 5 0'99 4 0 1 79 12 2 137 8 1 1 58 6 1 1 18 7 1 '38 13 2'56 12 2 I 37 17 .3'04. 15 2'95 22 .3'94 34 6•08 4.3 7'69 47 8 f 41 54. 9'66 87 15'56 63 11 I Z7 43 7'69 559 14 2 176 20 .3'94 35 7 '10 62 12'2.3 62 12 1 23 70 13'81 58 1.) '41 47 9 'Z7 5(11 1950 - 1977 VAn0lU::3 N " 5 1'49 4 1 '19 1 0•30 1 0'.30 0'.30 3 0 1 90 1 0'30 0'30 6 1 '79 4 1 '19 1'49 17 5'07 15 4 '78 31 9 1 25 .)8 11'34 43 12'84 58 17'31 49 14 1 5) 51 15'22 .335 i.:UJZRES n ~ --- 7 2•36 1 0'34 o o•oo 2 0'67 o o•oo 1 0 1 )4 0'.34 0'.34 2 o•OT 2 0'67 4 1 '35 10 3 '37 10 3'37 17 5'72 31 10'44 43 14 '48 49 16'50 54. 18 '18 52 20 1 88 297 \.0 .....,., 94 N 150 100 50 0 0 1 5 10 20 30 40 1871 - 1879 1880 -1"889 ,, I \ I ' I \ I .... I ....... / 50 60 FIG. 15 .• NUMERO DE DEFUNCIONES POR SEXO Y EDAO. 70 80 EDAD 95 150 100 1890 - 1899 50 0 N 150 100 1900 - 1909 50 0 0 1 5 10 20 30 40 50 60 FIG. 16 .• NUMERO DE DEFUNCfONES POR SEXO Y EDAO. 70 80 EDAD 100 50 0 N tOO 50 0 ~ 10 20 96 1910 - 1919 1920 - 1929 30 40 50 60 FIG. 17 .• NUMERO DE DEFUNCIONES POR SEXO Y EDAD. 70 80 EDAD 100 50 0 100 50 0 N 100 50 0 5 10 97 1930 - 1939 1940 - 1959 1960 - 1977 20 30 40 50 60 FIG. 18 .• NUMERO DE DEFUNCIONES POR SEXO Y EOAD. 70 eo EDAO 98 lea se situan por encima de las defunciones a edades avanzadas - {con valores modales entre los 60 y'?O anos), basta distribucio­ nes que a partir de 1910 comienzan a diferenciarse, pero consti­ tuyendo todav!a la mortalidad infantil el maximo absoluto. En la decada 1910-19, debe indicarse una elevac16n - en el grupo de edades intermedias atribuible, como se ha visto - en el cuadro a, a la epidemia gripal del afio 1918. El periodo 1930-39, constituye el ultimo en el que - se mantiene la anterior distribucion. A partir de entonces, la - ininterrumpida disminuci6n de la proporci6n de muertes durante el primer afio de vida, y el progresivo incremento de la probabilidad de supervivencia (ALCOBE y VARELA, 19?6), hace que aquella·se si­ tUe por debajo de la posterior a los 65 anos, acentuandose esto - todavia mas en el ultimo periodo. ~o dicho anteriormente seria consecuencia de la modi­ £icaci6n, tanto de la supervivencia especifica para cada edad, - con una disminuci6n en las clases mas j6venes, como de la alter~ cion de la distribuci6n por edades, sobre la que la emigraci6n ha jugado, indudablemente, un importante papel. La in£luencia de di­ cha estructura, puede corregirse calculando las tasas· de mortali­ dad por sexos y edades, las cuales relacionan las defunciones en un ano dado, con la poblaci6n media para ese grupo de edades du­ rante el afio considerado. Se han analizado los intervalos indic~ dos en los cuadros 12 y 1~, calculandose la poblaci6n represent~ tiva para cada uno de ellos, a partir de la de los censos de loa VARON!S WJERtS VAltONES WJ1:RES CE:(SO =-.UER!. 'l'.ASA c:c:;so MII"BRT. TASA CENSO WER'l'. l'ASA CEN' SO l.'UERT. TASA EDAD 1887 1880-99 1887 1880-99 1930 1920-39 1930 1920-)9 ------- ------- ----- -------- o- 4 235 483 102'76 223 429 96'19 261 199 38'12 274 170 31'02 5- 9 .324 61 9'41 295 58 9'83 255 21 4 1 12 276 22 3'98 10-t4 281 37 6'58 328 40 6'10 .247 n 5'46 na 15 2'70 15-19 174 38 10'92 199 36 9'04 266 23 4-'32 254 21 4'13 20-24 209 50 11'96 210 48 11'43 251 26 5'18 263 19 3'61 25-29 190 41 10'79 185 43 11'62 267 18 3'37 212 14 3'30 30-34 134 26 9'70 171 31 9'06 158 27 8'54 142 22 7'75 35-39 138 24 8'70 147 34 11'56 , 18 13 5'51 111 17 7•56 40-44 105 ·44 20'95 163 41 12'58 94 23 12 1 23 117 16 6'84 45-49 122 28 11 '48 136 31 11'40 120 15 6'25 110 17 7'73 \!) \!) 50-54 117 50 25'64 163 82 25 I 15 89 27 15' 17 120 J9 16 1 25 55-59 115 57 24'78 92 78 42'39 98 31 15 1 82 110 42 19'09 60-04 120 98 40'83 121 139 57'44 112 52 23'21 130 64 24 1 62 65-69 68 78 57'35 65 9~ 72'.31 86 64 37 '21 64 60 46•88 70-74 29 100 172'41 24 91 189'58 60 75 62'50 47 78 82'98 75-79 12 53 220'83 11 43 195'45 25 59 118 100 Z1 60 111' 11 !!!80 4 48 50o•oo 8 69 431'25 20 75 18'7 '50 19 114 300'00 TOTAL 2377 1326 2541 1387 2527 775 2554 790 CUADRO 12 .- Tasa de mortalidad por periodo, sexo y edad. VARONES WJEKES VARONES WJ%RES -- CENSO KU'ERT. 'USA -CENSO WERT. USA . CZN SO W!R1' .. USA . CEN SO MOER1'. TASA XDAD 1950 1940-59 1950 194Q-59 1970 1960-77 1970 1960..77 ------ ---- ------ --- o-4 1-49 62 20•60 124 ~6 18'55 62 9 6•06 55 8 a•o6 . 5- 9 200 9 2'25 194 5 11 29 71 ,. 0 178 67 0 o•oo 10-14 209 4 0'96 163 4 1 '23 101 1 0'55 97 2 11 14 15 19 232 5 1'08 201 12 2'98 114 1 0'49 80 0 o•oo 20..24 222 13 2'93 228 8 1'75 113 3 1'47 83 1 0•67 I 25-29 194 15 3'86 192 6 1'56 90 1 0 162 59 1 0'94 30..34 137 10 3'65 1Z7 7 2'76 71 1 0'78 55 1 1'01 35-39 106 17 8'02 133 13 4'89 84 6 3'97 55 2 2'02 40-44 136 14 5'15 90 12 6•67 83 4 2168 83 2 1134 ... 45-49 117 17 7'26 117 15 6 141 90 5 3'09 112 4 1'98 0 0 50-54 126 22 8•73 95 14 7'37 72 17 1) I 12 96 10 5'67 55-59 ae 34 19'32 ~ 20 11'49 86 16 10'3-4 90 10 6'17 6o-64 64 43 33'59 78 36 23•08 93 31 18 152 60 17 15'74 65-69 65 47 36'15 79 62 39'24 90 38 23'46 87 31 19'80 70-74 38 54 71 '05 49 62 63 126 59 43 40'49 43 43 55'55 75-79 34 ~ ,27 '94 35) 70 100'00 48 58 67'13 34 49 80'06 ~ )2 106 165'62 39 115 147'44 26 100 198'41 31 116 2o; •88 T01'.AL 2149 559 203'1 507 1355 335 1169 297 CUADRO 13 .- Tasa de mortalidad por periodo, sexo y edad. 1i01 afios 1887, 1930, 1950 y 1960, 1a cual hade suponerse valida para · cada periodo correspondiente. Puesto que por la definicion dada, la anterior tasa ha de computarse anualmente, el total de defun­ ciones debe dividirse por el numero de afio en cada periodo. La representaci6n de eatas tasas (figuras 19 y 20) - adopta forma de J, cuya rama izquierda va reduciendose a lo lar­ go del tiempo. Esto es consecuencia, como se ha dicho, de la di~ minuci6n de 1a mortalidad infantil. De forma general, PRESSAT (1979) indica una dismin.u­ ci6n de loa riesgos de mortalidad hasta 1a edad de 10-14 afios, - aeguido de un aumento ininterrumpido •. Ademas es normal que para 1a mayoria de las edades, ae manifieste una.supermortalidad mas­ culina. En Los Nogales, debido al 1imitado numero de defun­ ciones consideradas, existen grandee fluctuaciones, muchas de -­ las cuales pueden ser aleatorias. En principio cabe afirmar que los valores de ambos sexos son similares,- pudiendo indicarse que en el grupo infantil, las tasas masculinas superan, con la exce~ ci6n del periodo 1960-77, a las femeninas. En cuanto a la clase de edades comprendidaa entre los 20 y 44 afios, el indice de su­ permortalidad masculina (numero de defunciones masculinas por c~ da 100 femeninas), toma los valores de 106, 116, 145 y 163 para cada periodo respectivamente. Las dos ultimas cifras indican un acusado defecto de mujeres, resultado opuesto al esperado si se supone una mayor mortalidad femenina atribuible al parto (BERNIS, 102 19?41 LUNA, 1981). A partir de 1940 y para todo el conjunto de edades, el numero de derunciones femeninas registrado, es inferior a las aasculinas. Puesto que la proporcion de sexos,tanto secundaria­ como terciaria, se ha mantenido generalmente por encima de 100, debe aceptarse una emigracion diferencial por sexos, favorable - al femenino, tal como se demuestra en el apartado 1.4, la cual h~ bria tenido dos consecuencias: lR lncrementar la proporci6n terciaria de sexos, muy espe­ cialmente en el grupo de edades reproductoras (cuadro ?) 2R Elevar el indice de supermortalidad masculina. Lo~·val~ res encontrados, no pueden explicarse por simple redue­ ci6n de la mortalidad !emenina en el grupo de edades -- 20-44 aiios, sino que parece evidente 1·a perdida de de- • runciones femeninas registradas en este grupo, por te- . ner lugar el fallecimiento en la nueva poblacion de re­ sidencia. Podria pues concluirse que en periodos de intensa - emigracion, las tasas que describen la mortalidad por sexos y edades han de interpretarse con cautelat puesto que se ha visto, que factores ajenos a la probabilidad de defuncion pueden modif! carla intensamente. ~200 150 100 50 0 \ ' ' ' ' • ' • I I I ' \ I I I ' I I I I I ~ ' I I I 0-4 10 1880-99 d 9 1920-39- d 9 20 30 103 40 I ,' 50 r ......... ' ' I ' I I I I I I I t I f ' I l I I I ' ' I I J J I I I J I I I I I I I ' t I I I I ' : ' I ' I / /i I / , ,/' ,,/ I / I , 70 FIG. 19.- TASA DE MORTALIOAD POR SEXO Y EDAD. ~80 EOAO 104 1940-59 1960-77 150 150 50 0 o-4 10 20 30 40 50 FIG. 20.· TASA DE MORTALIDAD POR ~EXO Y EDAD. 60 70 ~80 EDAD 105 1.4. BALANCE NUMERICO DE LA POBLACION 1.4.A. CRECIMIENTO VEGETATIVO La taaa bruta de crecimiento natural o vegetativo, - proporciona un indica del balance numerico de la poblacion, al - comparar la magnitud de las tasas brutas de natalidad y morta1i­ dad, obteniendose valores positives cuando aque1la supera a ~sta (KEYFITZ y FLIEGER, 1971). Adolece sin embargo, de no tomar en - consideraci6n la emigraci6n. En 1a £igura 21 se representa el crecimiento vegeta­ tive como la diferencia, en valores abso1utos, entre el numero - de nacimientos y el de defunciones,. y cuya relaci6n con la tasa que se ha definido previamente, vendria dada por la poblacion ~-· exiatente en cada momento. En ausencia de migraci6n, y suponiendo una tasa bruta de crecimiento natural constante, resu1ta ·sencillo calcular el - tiempo de duplicacion de una poblacion (HENRY, 1976); la realidad por el contrario, muestra que dicha tasa sufre importantes fluc­ tuaciones, sobre todo en poblaciones de efectivo limitado, como - la muestra: el crecimiento vegetativo ha sido eminentemente posi­ tivo durante los periodos 1882-1917 y 1919-1937, y claramente ne­ gativo desde 1961. El numero de nacimientos fue superado por el - de defunciones en los siguientes afios: 1872, 1878 a 1881, 1892, - 1918, 1938, 1939, 1961 y siguientes. El origen de estos va1ores - NACIMIENTO$ ME NOS DEFUNCIONES 10 20 • o--T.--.~. ')''''''' 1 • 'I''' ••• I''' '"''"l'''""'''"l""'"''''il i iti 1 i ioooiil"' iii 't' i, 1880 1aeo 1800 uno 19BO 1830 tfMO tecso 1eeo t&7o FIG. 21 .-CRECJMIENTO VEGETATIVO ANUAL, EXPRESAOO EN .PROMEDIOS MOVILES. -a. 0 "' 107 habria que buscarlo en dos tipos de causas: lQ Excepcionales a) Incremento de la mortalidad, principalmente por algUn m~ canismo epidemico. Este parece haber sido el responsable del crecimiento negativo detectado en 1880 y 1918, co~ - marcada elevaci6n (sobre todo en el segundo caso) del n~ mero de defunciones. Esto lo corrobora el hecho de que - en Formentera, BERTRANPETIT (1981) no haya encontrado apreciable modificaci6n del crecimiento vegetative en 1918, facilmente explicable por la nula repercusi6n de - la epidemia gripal en dicha zona. b) Sobremortalidad de origen catastrofico, tal como por -­ ejemplo inundaciones (FARCAS, 19?2), o hechos belicos. Este grupo no esta presente en Los Nogales. c) Reducci6n temporal de los nacimientos: en las figuras 9 y 11 se ha mostrado que durante los afios de la guerra - civil, niveles eatables de mortalidad han ido acompafia­ dos de una disminuci6n de los de natalidad, con la con­ siguiente reducci6n de la tasa bruta de crecimiento na­ tural. 2Q Coyunturales, por alteraci6n de la estructura por sexes y ed~ des de la poblaci6n. Lo anterior ha tenido lugar desde 1961, cuando el envejecimiento de la poblaci6n, resultado de la em! 108 graci6n de las clases de edades mas jovenes, ha dado lugar, - por elevacion de la tasa de mortalidad y al mismo tiempo re­ ducci6n de la de natalidad, a un permanente crecimie~to vege­ tativo negativo que de no detenerse, puede conducir a largo - plazo, a la extinci6n de la poblacion. Puede afirmarse que los crecimientos vegetativos in­ feriores a cero, son en la mayoria de las poblaciones excep­ cionales (CROSS y MCKUSICK, 19?0; FARCAB, 19?2; GOMILA, 1969; PEREZ, 1976; RODRIGUEZ, 1981; TRANCHO, 1979). Para el conjun-. to espafiol, con la excepci6n de los anos 1885, 1918 y 19~9 -­ (NADAL, 1976), el numero de nacimientos super6 a1 de defunci~ nee; el valor de esta diferencia es particularmente bajo en - los ultimos afios: CAMPO (1975) asigna a esta region durante - el quinquenio 1961-1965, una de las cifras mas reducidas, so­ lo superada por la de Baleares y Aragon, lo que ind~caria que el balance numerico de la poblaci6n de Los Nogales, podria i~ cluirse dentro de un contexto regional, constituyendo un ej~~ plo dramatico, representativo de muchas otras areas gallegas del interior. 1.4.B. SALDO MIGRATORIO Galicia ha nutrido desde antiguo, la emigraci6n tran~ oceanica, constituyend~ en el periodo 1946-1962, el 44,3Z% de es­ te tipo de emigrantes. A partir de 1960, la emigraci6n gallega se 109 reconduce hacia el continente europeo (pre£erentemente Alemania y Suiza) (CAMPO, 1975), dando lugar a un fen6meno de importantes coa secuencias, algunas de las cuales se estan analizando en esta in­ vestigaci6n. El saldo migratorio se ha calculado segUn la defini­ ci6n aplicada por HENRY (1976): la diferencia entre dos censos s~ cesivos, menos el crecimiento vegetativo. Dada la desigual dura­ cion de los periodos intercensales representados en la figura 22, se hizo preciso un cambio de escala, para reducir los anteriores a 1930, a intervalos de 10 anos. Durante el periodo considerado, en Los Nogales el sa! do migratorio jamas fue positivo, lo que indica que el excedente de los nacimientos sobre las defunciones, ha tenido que ser con­ trarrestado por la perdida, a traves de la emigraci6n, de parte - de su poblaci6n. En esto radica la reducci6n de la misma, y no en los niveles de nupcialidad, natalidad y mortalidad, que por si mismos y basta muy recientemente, habrian sido capaces de mantener el reemplazamiento generacional de sus habitantes. BegUn MIGUEZ (1970), los movimientos migratorios se­ rian aqui, producto de dos fuerzas actuantes: una de atracci6n h~ cia mejores condiciones de trabajo y por tanto de un mas elevado nivel de vida, y otra de expulsion de unas estructuras econ6micas y sociales, demasiado rigidas o estancadas, que no son capaces de absorber los excedentes de poblaci6n u ofrecer condiciones de vi­ da por encima del minimo vital. SAL DO MIGRATORIO 110 FIG. 22 r SALDO MtGRATORIO INTERCENSAL. 111 Tradicionalmente la zona rural espanola ha sido pro­ ductora de emigraci6n, pero no se ha encontrado ningUn otro caso en la literatura disponible (BERTRANPETIT, 19?8; LUNA, 19?8; RO­ DRIGUEZ, 1981; TRANCHO, 19?9), de un saldo migratorio permanent~ mente negativo durante casi un siglo. Ademas, la intensidad de - la emigraci6n ha sido tal en Los Nogales que por ejemplo entre - los anos 1950 y 1960, se eliminan 960 individuos, sobre una po­ blacion que entonces llegaba a 4.200 habitantes, siendo superada solamente por la experimentada en Los Ancares Leoneses (RODRIGUEZ, 1981). Saldo migratorio respecto al sexo de los emigrantes. Acusados desequilibrios en la proporci6n terciaria de sexos, han inducido a pensar si la emigraci6n en esta zona tiene lugar de forma diferencial, segUn se considere el sexo masculino o el femenino. Por este motivo, se ha calculado el saldo migrato­ rio considerando a la poblaci6n como compuesta por dos fracciones de acuerdo con el sexo. Los valores correspondientes aparecen en el cuadro 14, no siendo los periodos equivalentes a los represen­ tados en la grafica 22, limitaci6n impuesta por la informacion r~ cogida. Sin hacer ninguna distinci6n por edades, ha de sefia­ larse un saldo migratorio negativo tanto en uno como en otro sexo. Si se refiere el saldo migratorio entre dos periodos censales, ~ la poblaci6n inicial del primero de ellos (columnae 3 y 5 d~~j~;~ ~~f~J--.;;i< ~~~.~· ~.~:m:~gJ;;;if~) ~. :z (i\ If ~;i..'t}\1/.r..<:~ "'-' -;;:. •.i·:r. \ft~ •t ;;: 'V.;,,"'V ~ DIBUOTE'CA 112 dro 14), puede apreciarse niveles de emigrac16n femenina ligera­ mente mayores entre 1930 y 1960, los cuales en la d~cada poste­ rlor se igualan a los masculinos. Cabe a continuaci6n preguntarse, si los incrementos intercensales de la poblaci6n, pueden dar informacion complemen­ tari~ sobre la emigraci6n femenina y masculina. Los valores co­ rrespondientes al grupo de edades comprendido entre los 20 y 44 anos (cuadro 15), no vienen corregidos por el n6mero de nacimie~ toe o defunciones, sino que son simples diferencias. Si tal como antes, se hace referencia a la poblaci6n originaria de cada in­ tervale, se aprecia que en poblaciones pequefias pueden ser impo£ tantes las variaciones sexuales: entre 1887 y 1915 el incremento toma signo diferente segUn el sexo que se considere; basta 1940 es positivo para los dos; a partir de esta fecha se hacen acusa­ damente negativos, primeramente de manera similar en ambos sexos, y desde 1950 preferentemente entre las mujeres. Dado que en este grupo de edad.es, se ha encontrado un exceso de mortalidad mascU.l! na (cuadros 12 y 13), esta debe estar relacionada con un menor r~ gistro de defunciones femeninas, y no con una reduccion de la mo~ talidad en este sexo. Del mismo modo afectara a la proporci6n te~ ciaria de sexos, elevandola en estos periodos muy por encima de - la normal (cuadro ?). 113 SEX01 MASCULmO FEMENlliO SAL DO s. MIGRATORIO/ SAL DO S. MIGRATORIO/ ABo MIGRATORIO POB. IN ICIAL MIGRATORIO POB. JNICIAL 1887 -188 -7'90 -121 -4'76 1930 -117 -4'63 -158 -6 '19 1940 -488 -18•98 -524 -21 '17 1960 -418 -24 106 -365 -23'93 1970 CUADRO 14 .- Saldo migratorio por sexoa. SEXOs MASCULDJO FEMENmo ABo EFECTIVO ]J{CREMENTO EFECTIVO ll{CREMENTO 1887 776 876 9'79 -4'34 1915 852 838 4 1 22 0'84 1930 aaa· 845 13'63 13'96 1940 1009 963 -21 '21 -20'04 1950 795 770 -28'93 -37 '92 1960 565 478 . -21'95 -29'92 1970 441 335 CUADRO 1'5 .- Incrementos: intercensales de la poblacion repro­ ductora {20-44 affos), expresado en porcentajes. 114 1.5. ESTRUCTURA MATRIMONIAL 1. 5. A. TASA BRUT A DE NUPCIALIDAD DRAKE (19?2), sugiere que la supremacia del £actor ec n6mico en las sociedades occidentales preindustriales, pudo haber tenido un erecto signi!icativo, a traves del sistema de uniones - matrimoniales, sobre la estructura genetica de la poblaci6n, pue~ to que es este, el mecanismo que permite la mayor parte de la re~ combinaei6n genetics, en nuestra especie (SPHULER, 19?2). Por ello, el estudio de la tasa bruta de. nupcialidad (numero de matrimonio& por cada mil habitantes), tiene un interes • primario, en cuanto que esta asociada con la producci6n de la de~ cendencfa legitima de la poblacion. La tasa correspondiente a los 4 primeros alios, se ha estimado en base a la poblaci6n residente en las parroquias de: - Doncos, Noceda, San Andres y Santa Maria Magdalena de Los Nogales ~ Villadicente, las 6nicas en las que el numero de matrimonios es conocido. El calculo de la tasa de nupcialidad por afios en lu­ gar de decadas, 0 periodos mayores, permite un analisis detallado de sus tluctuaciones~ parte de las cuales han de atribuirse al 1! mitado nUmero de matrimonios (alrededor de 25), celebrados anual­ mente. La media m6vil-de orden 5, representada tambien en la fi~ ra 23, reduce estas oscilaciones y muestra que los valores maxi- 115 0 t- (I) .... 0 co (J) .... 0 10 ~ 0 • (I) ... . -0 _, t') > ~ 0 :e ct a 0 w CQ :E (J) ..... ~ _, 0 ct .... :l (I) z .... ct 0 ct c 0 0 ::; (I) ct ... 0 a. :l z VI LIJ w ..... 0 z 0) c t! co .... ~ m II( ;:) :c a: CD 0 0 0 ct 0 co ,... co Cl) ... .... ct ~ .... '· z (") 0 N :== i ci 0 iL 116 mos de la nupcialidad, han tenido lugar en los periodos 18?0-1905 . . y 1940-1960. Durante las primeras decadas del presente siglo, ca: be senalar una tendencia decreciente, culminando en 1935. El me­ nor n6mero de matrimonios durante la II Republica, tal como se - comprobo al cotejar los registros civil y religioso, no puede -­ atribuirse a la celebracion de aquellos de forma civil, sino mas bien a la ausencia de toda ceremonia. Bin embargo, los valores - posteriores a la guerra, si pueden reflejar en parte, aquellas - uniones no legalizadas previamente, y que podrian ser responsables del incremento del nUmero de nacimientos ilegitimos, registrados - alrededor de 1938 (figura 10). De forma similar, ·la elevaci6n de - la tasa de nupcialidad en 1920, podria ser consecuencia del mismo fen6meno. La ultima fase decreciente, originada en 1960, tiene probablemente su origen en la reducci6n, debido a la emigraci6n, del potencial humano capaz de contraer matrimonio. A partir de - 1970, los bajos valores obtenidos, pueden incluso representar t~ davia una sobreestima de la realidad, al incluir algunos matrim2 nios entre emigrantes, no residentes de forma habitual en la zo­ na estudiada. No parece existir relaci6n entre la nupcialidad y mo~ talidad (ver figura 11); los periodos de mayor frecuencia de de­ funciones: 1880, 1900 y 1918, no se correspondeD con una disminu­ ci6n del numero de matrimonios, a pesar de que en este ultimo ca­ BO se encontr6 un exceso de mortalidad en los grupos de edades r~ productoras (cuadro 8). 117 Respecto a la tasa de natalidad, puede sefialarse una elevaci6n del n6mero de nacimientos registrados a principios de este siglo, que se corresponderia muy bien con la elevaci6n de - la nupcialidad en 1900. Despuee de 1920, ocurre algo similar que de nuevo se repite en 1940 (ver figura 9). Sin embargo, a partir de entonces y hasta 1960, el mantenimiento de la nupcialidad no impide una reducci6n acusada de la natalidad. Esta mayor estabi­ lidad en el tiempo de la tasa bruta de nupcialidad, en relaci6n a las de mortalidad y natalidad, ha podido comprobarse en repet! das ocasiones (FARCAS, 1972; GIRARD, 1964; HENNEBERG, 1977a; xUOHEMANN et al., 1967). El descenso de la nupcialidad entre 1900 y 1940, no cabe atribuirlo a una desproporci6n de sexos en el grupo de eda­ des reproductoras (cuadro 7), si bien no puede excluirse tal in­ fluencia despues de 1960. HENRY (1970), encontr6 relacion entre las corrientes emigratorias y 1a disminuci6n de la tasa de nupcialidad. En Los Nogales no se manifiesta tal asociaci6n; incluso los periodos de emigraci6n maxima 1950-60 y minima 1920-1930 (figura 22), se co­ rresponden con tasas de nupcialidad elevadas y reducidas, lo que induce a sospechar, que parte de los matrimonios contraidos en - esta region, preceden a la emigraci6n, ya sea esta individual 0 por parejas. La informacion contenida en el cuadro 16, aparece -­ agrupada por periodos de defunci6n y no por cohortes al nacimieB 118 to, y no permite por tanto, la eorrespondencia temporal entre la tasa de celibato definitivo y la de nupcialidad. Respecto a las taeas brutas de nupcialidad que se c~ nocen para Espana (CAMPO, 19?5) , cabe eeiialar que exceptuando los dos periodos maximos previamente indicados, aquella se ha mantenido en Los Nogales bastante por debajo del promedio nacio­ nal, asi como del de otras oomarcas espafiolas (BERNIS, 19?4; MA­ RIN, 19??); incluso durante el periodo 1965-19?4 ha sido inferior ala del resto de la region gallega (CALDERON!! al., 19?6)~ Sin_ embargo, no difiere en lineae generales de las tasas obtenidas - por ABELSON (19?9), RODRIGUEZ (1981) y TRANCHO (19?9). Se conocen tambien para La Lanzada, los valores correspondientes al siglo - XVIII (PER!Z, 1976), los cuales no se apartan de forma acusada, de los aqui hallados para el periodo anterior a 1900. 1.5.B. TASA DE CELIBATO DEFINITIVO Las dificultades para contraer matrimonio en el media agricola, sobre todo el de montana, quedan fuera de toda duda, -­ afeotando principalmente a los mas modestos labradores, de forma que la pobreza seria una forma de disuasi6n al matrimonio (JEGON­ ZO, 19?9). El indice de eelibato definitivo, tiene una importan­ te repercusion sobre ~a estructura de la poblacion puesto que al­ tos valores de celibato, tienen un efecto obvio sobre el tamafio 119 efectivo de su porci6n reproductora, y alterara por tanto su es- . tructura genetica, a traves de una deriva genetica incrementada. Ademas, celibes y emigrantes pueden no ser una muestra al azar - de la poblaci6n con respecto al parentesco, influyendo por cons! guiente en el nivel de "inbreeding" (LESLIE et al., 1980). MORTON et al.1 (1976), afiaden que la emigraci6n de sol teros, puede tambien alargar ·1a duraci6n del intervalo generacional. HENRY (1969) distingue entre celibato voluntario e iB voluntario, de forma que este ser!a resultado exclusivamente del desequilibrio de sexos; dentro de cada circulo matrimonial se su­ perpondr!a ademas, una porci6n de celibato aleatorio. En Los Nog~ les no se ha hecho tal distincion, calculandose el indice de eel! bato definitivo (en base a los registros de defunciones), como la proporci6n de fallecidos a los 50 alios 0 mas sin haber contraido matrimonio, respecto al total de muertes en el mismo grupo de ed~ des. SegUn HENRY y HOUIDAILLE (1978), ~sta es una buena aproxima­ cion a la frecuencia de celibato definitive. El indice calculado de esta manera, supone igual movilidad para los solteros de ambos sexos, lo cual es en gran medida discutible, de forma que la fre­ cuencia de celibato seria una subestima para el sexo mas m6vil. - De hecho, en una poblacion sometida a una intensa emigraci6n, ha de tratarse siempre de un valor inferior al real, puesto que cabe suponer que los solteros, tienen menos probabilidades de permane­ cer en su lugar de origen hasta el memento de su fallecimiento, - que los casados. 120 En el cuadro 16, se representan los valores del eel! bato definitivo, no por cohortes sino por afio de defunci6n. Bas­ ta 1950 el !ndice se ha mantenido superior en el sexo f~menino, con diferencias comprendidas entre 5 y 11 unidades. Celibato mAs elevado en el sexo femenino, se ha. encontrado en numerosas pobl~ clones (BERTRANPETIT, 1981; HENRY y HOUIDAILLE, 19?8; PEREZ, 1976; SEGALEN y JACQUARD, 19?3); esta diferencia podria interpretarse en opinion de HENRY (19?0), como un exceso de emigraci6n masculina. La inversi6n que tiene lugar a partir de 1950, podr!a corresponder a un ligero defecto de mujeres en edades reproductoras, en los -­ afios inmediatamente precedentes tal como el cuadro ? indica, de­ biendo suponerse ademas una emigraci6n equilibrada de ambos sexos, 0 quizas mas intensa en el femenino. Dado el saldo migratorio permanentemente negativo, que se ha detectado en Los Nogales (figura 22), y el efecto previame~ te oomentado de la emigraci6n sobre la estima del celibato, los - valores de esta poblaci6n sobre todo los correspondientes al sexo femenino, exceden al de otras por un factor de 2 a 3 (VU-TIEN- y BEVIN, 19??; HENRY y HOUIDAILLE, 1978), aproximandose solamente los valores hallados por HENRY (1970) enNoruega, para el afio 1880. Las diferencias se incrementan si se tiene en cuenta que en alguno de estos casos, se ha considerado conjuntamente medio urbano y ru­ ral, lo que sobreestimar!a el indice de celibato. Como conclusion podrfa afirmarse, que el crecimiento de la poblaci6n, en una economia agraria sin nuevas tierras para roturar, provoca dificultades al establecimiento de nuevas fami- 121 VARONES: MUJERES PERIODO ( 1) {2)_ __w_ ( 1) {2) _ill_ JQ_ 1871-1889 91 437 20 1 82· 144 487 29'57 8•75 1890-1909 121 507 23 t 87 183 633 28'91 5'04 1910-1929 68 432 15'74 121 485 24'95 9'21 1930-1949 71 435 16'32 126 454 27 '75 11 '13 1950-1977 97 461 21'04 76 444 17 '12 -3'92 1871-1977 448 2272 19'72 650 2503 25'97 6'25 ( 1) Solteros (2) Total fallecidos de mas de 50 afios (3) (1)/(3) X 100 (4) Diferencia indices CUADRO 16.- Indice de celibato definitivo •. 1122 lias, lo que se traduce en un principia en una restricci6n de la nupcialidad, y mas tarde de la natalidad (HENRY y HOUIDAILLE, 1978). 1.5.0. HOMOGAMIA PARA EL RANGO DE NUFCIALIDAD En la especie humana, los determinantes y consecuen­ cias de la eleccion de la pareja, han traido en repetidas.ocasi2 nes la atencion de antrop61ogos y soci6logos. Para la genetica - de poblaciones, el interes primario ha sido evaluar ·las desvia­ eiones del modelo pancmictico ideal, sobre el que se basa la ma- • yor parte de la teorla evolutiva (DYKE, 1971). BegUn BENOIST (1964), es a nivel de los sistemas de matrimonio, donde las estructuras sociales interfieren con los - hechos bio1ogicos de forma mas llamativa, sobne todo en comunid~ des pequenas, donde e1 efectivo de individuos en edad de casarse es siempre limitado. Para un sujeto tomado al azar, no existe -­ mas que un reducido numero de personas del sexo opuesto, eon las que pueda unirse (GOMILA y GUYON, 1969), pudiendo intervenir ad£ mas, una aerie de faetores soeiales (tales como la frecuencia de viudedad y sucesivas nupcias, intervalo entre el fallecimiento - del c6nyuge y el nuevo matrimonio, probabilidad de viudedad de - la mujer segUn su edad, ete.), que influyen indirectamente sobre la fertilidad (BENEDI"'CT, 1972)". 123 El cuadro 1?, presenta los diversos tipo~ de uniones matrimoniales que se han detectado en Los Nogales, entre aquellas familiae de las que se conoce la fecha de fin de union. Como era de esperar, mas de 4/5 de todos los matrimonies tienen lugar en­ tre solteros, hecho que parece tambien usual en otras poblaciones (MARIN, .1977; RODRIGUEZ, 1981). Dado que la reducci6n de la mortalidad ha de refleja! se, en un descanso de las frecuencias de segundas y posteriores - nupcias (NADAL, 1976), ser!a de esperar un incremento de 1a pro­ porci6n de matrimonies contraidos entre ao1teros a lo largo del - tiempo. Eato tiene lugar en el periodo 1930-1977, con vaiores pr£ ximos al 9~~; paradojicamente, entre 1900 y 1929, las frecuencias de este tipo de uniones son menores que las correspondientes del siglo XIX. Dicha variaci6n puede ser aimplemente aleatoria, o -­ quizas una consecuencia de la sobremortalidad experimentada en el aDO 1918. A pesar de la elevada frecuencia de primeras nupcias, no debe ignorarse la porci6n de individuos que contraen matrimonio en mas de una ocasi6n, prolongando de esta forma su periodo repr£ ductor, y contribuyendo a incrementar el indice de poligamia de - la poblaci6n o numero de matrimonies contraidos por una persona - promedio del grupo (HENNEBERG, 1977b), y elevando po~ tanto, la­ probabilidad de diversas recombinaciones genicas. En cualquiera de los tres periodos considerados, ea manifiesta la asimetria de los totales por filas y columnae, re­ ~lejados en el cuadro 17. La probabilidad de que un var6n, a tr~ 124 PERIODO I II III fOTAL I 490 (85'22) 19 (3'30) 1 (0' 17) 510 1871-99 II 60 3 0 63 (10'43) (0'52) III 2 0 0 2 (0'35) TOTAL 552 22 1 575 I 375 20 1 396 (81'88) (4 '37) (0'22) 1900-29. II 54 4 0 58 (11 179) (0'87) III 4 0 0 4 (0 1 87) TOTAL 433 24 1 458 I I 91 2 0 93 I (91'92) (2'02) I 1930-77 II 6 0 0 6 l (6 106) l I 0 0 0 0 1 III ! ' l TOTAL f/1 2 0 99 l· I I: Primeras nupcias II: Segundas " fl J III: Terceras .. " 1 ( ) I Porcentaje .1 I CUADRO 17 .- Estado civil aJ. contraer matrimonio. I 125 ves del matrimonio, participe mas de una vez en la subpoblacion - reproductora, supera a la de la mujer. En Los Nogales, este hecho no. debe atribuirse a una sobremortalidad £emenina en el grupo de edades reproductoras (cuadros 12 y 13), explicaci6n aceptada por PINTO CISTERNAS et al. (1977) para una poblaci6n chilena, sino a unas estructuras sociales patriarcales, que fomentarian las suce­ Pivas nupcias de forma preferente en el hombre. Esto indicaria, - al menos por lo que se re£iere al orden matrimonial, que el indi­ viduo no es elegido al azar dentro de la poblaci6n .. (LEWONTING et al. , 1968) , sino que , seguiria un mode lo "hom6gamo" ( SEGAI.EN y - JACQUARD, 1971). Finalmente, las diferentes frecuencias de suces! vas nupcias en uno u otro sexo, condicionan el celibate de toda - poblacion (HENRY y HOUIDAILLE, 1978), puesto que el sexo que in­ terviene mayor nUmero de veces en los conciertos matrimoniales, - vera inc~ementado su indice de celibato. 1.5.D. EDAD AL CONTRAER MATRIMONIO La edad media marital, la d~ferencia entre esposos y sus cambios seculares, son de gran interes para el genetista de - poblaciones, puesto que son factores determinantes, tanto del ta­ mafio familiar como de la varianza de su distribuci6n, la cual a - au vez es un componente importru1te de la deriva genetica (SKOLNICK et al., 1976). En opinion de BU~WASS y MBURUGU (1977), ~sto sed~ ber!a a que en poblaciones con escaso control de la natalidad, la edad al contraer matrimonio, condiciona la variabilidad en ferti- 126 lidad, como resultado de diferentes periodos de exposicion al - riesgo de concepcion. Mujeres teniendo un mismo comportamiento contraceptive, muestran tamafios familiares muy dispep~os, como - consecuencia entre otros factores, de la edad matrimonial. La ~ fluencia de esta sera ademas, mayor cuanto menos eficaz sea aquel (BODMER y JACQUARD, 1968). De lo anterior se deduce que en toda poblaci6n no ma! thusiaria, la elevaci6n de la edad matrimonial promedio, est! aso­ ciada con un deseenso de los valores de la fertilidad (BANARJEE,. 1973; BASAV ARAJ APPA, 1968; HENRY, 1979,; ROBERTS y MOHAN, 1976). En casi todas las sociedades, los varones acceden al matrimonio a edades mas avanzadas que las mujeres, sin.que alp~ reeer ello tenga repercusion sobre la fertilidad. En Europa occidental basta muy recientement.e, la edad marital femenina fue elevada. Esto, junto con que una importante porci6n de la poblacion jamas eontraia matrimonio, tuvo un maroa­ do efecto reductor de la fertilidad en nuestro continente. Se ve pues que, desde un punto de vista evolutivo, los matrimonies tem­ prano& promueven la superviveneia de nuestra especie (BENEDICT, - 19?2). En el presente estudio, las edades al contraer matri­ monio no se han calculado tal como es usual, en base a la existea te·en las aetas de matrimonio, sino en funcion de la fecha de na­ cimiento indicada en ~1 registro correspondiente, o en su defecto siguiendo el procedimiento indicado en "Metodos"; se ha limitado 127 el calaulo a aquellos matrimonies con fecha de fin de union COO£ eida. Con este proceder, si bien se reduce el nUmero total de m~ trimonios a tener en cuenta, se incrementa la exactitud de las - edades consideradas, las cuales de otra £orma, al menos en el m~ terial aqul utilizado, despiertan ciertas dudas sobre su fiabili dad. a)·Variabilidad entre estimas: influencia del rango de nupcialidad Se han efectuado cuatro series de estimaciones, segUn que el matrimonio en cuesti6n, pudiera incluirse en alguno de los siguientes grupos: a) Matrimonies con posibilidad teorica (dada la edad de la mujer) de participar en la poblacion reproductora; en - .otras palabras, matrimonies potencialmente "utiles" de_!! de un punto de vista antropogenetico. VEEVERS (1971), - afirma que las mujeres que contraen matrimonio por prim~ ra vez despues de los 40 afios, pueden estar comenzando - la menopausia y aproximandose por tanto a la esterilidad total; o al menos a una rase con mortnlidad intrauterina incrementada, que implicaria de hecho una reduccion de - la fertilidad (FESTY, 1979). b) De entre los anteriores matrimonies, se conservan sola­ mente aquellos celebrados entre individuos solteros. 128 c) Se considera cualquier matrimonio, a1 margen de Ia edad de la mujer y del estado de los contrayehtes. d) Del grupo anterior se excluyen aquellos matrimonies que no correspondan a las primeras nupcias. El valor calcul~ do de esta £orma, sera el mas proximo al obtenido direc­ tamente de las aetas matrimoniales. Cada uno de los anteriores grupos corresponde a las - clases A, B, C y D representadas en el cuadro 18, el cual indica, que la inclusion de los matrimonies "no utiles" tiene como efecto en los doe primeros periodos, la elevaci6n de la edad media matr! monial alrededor de una unidad, haciendose con el paso del tiempo mayores las di!erencias. En el tercer periodo, el limitado nnmero de matrimonios y la mayor representaci6n de aquellos celebrados - en la decada posterior a la guerra civil (ver cuadro 2) da lugar a uha elevaci6n de los valores promedios, tanto para varones como para mujeres, asi como para la diferencia entre ambas estimas. Atendiendo solamente a las primeras nupcias, las dif£ rencias se reducen, quedando en los doe primeros periodos por de­ bajo de 1 aiio, lo que indicaria que entre los matrimonios "no U.t,! les" est!n como era de esperar, presentee en exceso aquellos eon­ trayentes en segundas o sucesivas ·nupcias. La limitaei6n a las primeras nupeias, disminuye la - edad marital promedio de 0,6 a 0,9 puntos entre los matrimonios '\itiles" (A-B), y se hacen mayores estas diferencias si se consi­ deran tambien las "no utiles" (C-D). 1871 - 1899 1900 - 1929 1930 - 1977 GRUPO SEXO N MEDIA ERROR N MEDIA ERROR N MEDIA ERROR - -- - -- - -- -- -- ~ 574 29'512 0•289 464 29'422 0'291 102 31'578 0•705 A 9 575. 25'551 o•247 464 25 '412. 0'280 103 26 '709 0'579 d'-9 572 3'970 0'264 461 4'024 0'311 102 4 '784 0'846 d 486 28• 368 0'263 373 28 I 121 0'282 90 30'244 0'499 B 9 48'7 24'918 0'254 373 24'501 0'290 91 26'077 0'578 ~- 9 485 3'452 0'253 372 3'632 0'334 90 4 '078 0'710 -"" N \0 <5 607 30'265 0'319 498 30'642 0'362 119 34'714 1'051 c 9 607 26 '580 0'300 501 26 •848 0'357 120 29 '833 0'911 d' - ~ 604 3'679 0'273 497 3'847 0'307 '119 4'782 0•872 Q 501 25 '489 0'294 389 25'206 0'334 97 Z7 I 392 0'792 D a-~ 499 3'222 0•261 388 3 '572 0'327 96 4'302 0'701 -- CUADRO 18.- Valores promedios de la edad a1 contraer matrimonio, por periodo y grupo (vease texto). 130 La diferencia de edad entre c6nyuges se reduce, al - considerar solamente los matrimonies celebrados en primeras nup­ cias (B y D). Finalmente, no teniendo en cuenta el estado civil, aquella se hace ligeramente menor al incluir los matrimonios "no dtiles". b) Variaci6n temporal. Comparaci6n con otras poblaciones. Cualquiera que sea la estima considerada., no se apr.!!_ cia una tendencia a la reducci6n de la edad marital promedio, a "' lo largo del tiempo. El periodo posterior a 1930, presenta valo- res ciertamente elevados, los cuales podrian atribuirse a un re­ traso del momenta de contraer matrimonio, como consecuencia de - la guerra civil; este hecho se ha detectado tambien por LUNA -­ (1981). Parte de este retraso, reflejaria el efecto del conjunto de unidade.s· f'amiliares, consti tuidas de forma natural durante la d6cada de los afios 30, y legitimadas en la siguiente, con la co­ rrespondiente elevaci6n de la edad matrimonial, las cuales esta­ rian ademas sobrerrepresentadas en este periodo (ver apartado 1. 5.A. y cuadro 2). La estabilidad de la edad al contraer matrimo­ nio durante largos periodos de tiempo,es bastante frecuente sobre todo entre los varones, tal como puede deducirse de las investig~ ciones de HENRY y HOUIDAILLE (1979), HOUIDAILLE (1971), LUCCHETTI y CHIARELLI (19?8), VU-TIEN-KHANG y SEVIN (19??). Respecto a los promedios que· aparece~ en los anterioree trabajos, y otros tales como los realizados por ALSTROM y LINDELIUS (1966) y SWEDLUND et 131 al. (1976) en Suecia y Conneticut respectivamente, nuestros val~ res no resultan excesivamente elevados, quedando algo por encima del promedio espafiol, sobre todo en el tercer periodo (CAMPO, -- 1975). o) Correlaci6n entre las edades de los esposos. El cuadro 19, muestra los coeficientes de correlacion y las ecuaciones de las rectas de regresi6n, entre las edades del marido y de la mujer al contraer matrimonio. Las regresiones co­ rrespondientes a los matrimonies "utiles" (A), aparecen represen~ tadas en las figuras 24, 25 y 26. Las correlaciones ·entre ambas - variables son siempre positivas, apreciandose, cuando se conside­ ran los matrimonies "utiles" exclusivamente, una tendencia decre­ ciente a lo largo del tiempo,'de forma que en el tercer periodo­ no es superado el nivel de significaci6n. Si no se impone limite a la edad femenina (C), tal reduccion deja de observarse, obtenieg dose coeficientes de correlacion bastante elevados. Lo anterior i~ ~ica que la homogamia para la edad matrimonial, se incrementa cu~ to mayor es la edad de la mujer. En uno u otro caso, los coeficie~ tes de correlaci6n aqui encontrados, resultan elevados al compara£ los con los hallados por HENNEBERG (1977 a) en la parroquia de -­ Bzczepanovo (Polonia). CORRELACION ECUACION GRUPO PERIODO PARES COEFICm1TE p RECTA DE REGRESION - 1871-1899 572 0'528 < 0'001 Y = 0•451 X+ 12'228 A 1900-1929 461 0'410 <0 1 001 Y = 0'394 X+ 13'804 1930-1977 102 0'141 >0•05 Y = 0'116 X+ 23'132 18'71-1899 604 0'617 <0'001 Y = 0'579 X+ 9'051 c: 1900-1929 497 0'633 <0'001 Y = 0 1622 X+ 7'752 1930-1977 119 0'614 <0 1001 Y = 0'533 X+ 11'415 CUADRO 19 .- Coeficiente de correlacion y ecuacion de la recta de regresion por periodo y grupo (vease texto). X = edad del varon al contraer ma­ trimonio; Y = edad de la mujer. .... (N N 133 ...•....•..•.•..• ·············································4·········· "iO • .. s • c.o I 1 ll I) I I I £ l z I 0 11 1 l ll n l I l II I .. l I l ll I l l M 1 l A 2l 4 • JO t l 4l I , I 21 13 I lS • l 2 I l 20 l ttl l t 1S • . . . . . . . .. .. . .. . . . . . .. . . . .. . . . .. . .. . . . .. .. .. .. . . .. .. . . .•. . . .. .. . . . .. . . .•. . . . u.s 24."5 )1.5 :u.s 45.5 sz.s 59.5 21.0 2"-0 35.0 42.0 st.o FIGURA 24.- REGRESIOH DE ED~ES AL CONTRAER MATRINONIO, PERIODO 1871-1899. ( X= varon; Y = mujer). ! I) " ... ' ' so u ., , JO n ZD " ID 134 •••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••• 1 •••••••••••••••••••••••••••••• . • • . • • I l l I . I 1 • I • l I ' ll l l IZ I z I 1 , • z I I 1 1 l z l l I l l I l 1 l z 1 1 z l 1 z I. l 1 2 1 2 t Z I I • II Zl J4 J l l I l . • l I 56 I I 2 ay. I t 54 I ll I l I I l z I Z 4 l}Yf: I I U 62 I 2 I I I l l l 14 J Z Z l Zl IJ II • 2 ' 425 JJlltll ll Sl 43 z ., z z Z Z S1 I 41 z 1 It 1 I • ZJ6UZl z 1 J 1 z I UIU , 2 12 • l 1 , J 4Z z 11 z u I I 1 . 1 l z ,, l 4 , I . . z lllU It l II l .. •• I I I , l . .. I I 1 z I • I l l • • . . ····•····•·•··•····•····•····•·•··•····•····•·•··•····•····•····•····•··· " Zl Zt JJ Jt 45 51 51 JO ,, ED-tt-MAJ 41 FIGURA 25 .- REGRE~HON DE EDADES AL CONTRAER MATRIMONIO, PERIODO 1900-1929. ( X= var6~ Y =· mujer ). £ D .. .. • T 135 ......................... x •••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••• ,l.O • 1 "· 5 • \ z t'5.0 •' 12 H.~ • H.'5 • I 212 I I lZ I It ?1.1. I 2 I I 1 u '1. 5 • _l I ll I z I Zl 1 I • • • • • • • + •••••••••••••••• x •••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••••• 24.5 1t.s 19.5 45.5 52.5 59.5 66.5 21.0 29.0 !5. 0 S6.0 6) .o FIGURA 26 • - REGRESIOI'l DE EDADES .AL COHTRAER L:ATRIIdONIO, PERIODO 1930-1977. { X= varon; Y = mujer }. 2. ADAPTABILIDAD DE LA POBLACION: CONSECUENCIAS ANTROPOGENETICAS 137 2.1. INTRODUCCION En toda poblaci6n humana, el origen de nuevos com­ plejos genieos debido a la selecci6n natural, se manifiesta a traves de los procesos de fertilidad y mortalidad diferencia1es. Estos factores necesitan ser descritos en terminos demograficos, antes de que su sentido evolutivo pueda ser apreciado adecuada­ mente (LAING, 1980; WARD y WEISS, 1976). En opinion de JOHNSTON y KENSINGER (1971), la cuan­ tificaci6n de la transmisi6n genetica diferencial, es uno de 1m indicadores mas significativos, del cambio evolutivo potencial dentro de un grupo. Por ello, uno de los primeros objetivos a - alcanzar, en el estudio de toda poblacion, es la estimaci6n con la mayor fiabilidad posible, de los parametros que van a infor­ mer sobr~ la eficaeia biol6gica de aquel1a. Es de sobra conocido que en base a la informacion - contenida en los registros de nacimientos, matrimonios y defun~ clones, es posible establecer la trayectoria reproductora de c~ da familia. Este metodo, lla.mado de "reconstrucci6n familiar" - aunque extremadamente laborioso y delicado, permite conc1usio­ nes mas seguras que el de agregaci6n (DOBSON, 1973; SWEDLUND et al., 1976). E1 procedimiento seguido, se ha descrito en detal1e en el apartado II.2. y a el se hara referencia en lo que sigue: 138 primeramente se analizara la variacion entre diversas estimas, de la capacidad adaptativa de cada ramilia, asi como su modifi­ caci6n en el tiempo, junto con el papel que ractores d~ diversa indole, han podido tener sobre aquellas; a continuaci6n se dis­ cutir&n las consecuencias de caracter genetico, derivadas de. lo precedente. • 139 2.2. ESTIMACION DE LA FERTILIDAD MEDIA, MORTALIDAD PRERREPRODUC­ TORA E INFANTIL. En todos los calculos que siguen se han considerado tres periodos, 18?1-1899, 1900-1929 y 1930-1952. El ultimo se - limita al afio 1952 con el fin de permitir duraciones matrimoni~ les de 25 ados. Para cada uno de ellos se han estimado los si­ guientes parametres: promedio de hijos nacidos vivos por fami­ lia, n6mero de ellos muertos antes de cumplir los doce mesas y proporci6n de descendientes que alcanzan la edad reproductora. Se ba tomado esta como los 15 afios porque a partir de dicha - edad, la presencia de un hijo no puede ser deducida con certeza por la de sus padres, puesto que desde ese momenta se lea supo­ ne eapaces de realizar migraciones autonomas (FLEURY y HENRY, - 1976). 2.2.A. HIJOS NACIDOS VIVOS POR FM~ILIA "Dado que los embarazoa son datos poco reales, el - numero de hijos nacidos vivos por mujer, es un indicador mas -­ adecuado de la .fertilidad" (CROSS y MCKUSICK, 1970; MAYO ~ !!!•, 1973). La fertilidad, que es uno de los componentes principales del "fitness" biol6gico, se cuantifica de forma aproximada por el tamafio media de la progenie, despues de que el periodo repr~ ductor femenino haya finalizado. En los estudios relatives al - tamafio familiar, con frecuencia se ha distinguido entre t~ilias i~completas y completas (o pre-postmenopausicas), tomando como cri terio e1 que la mujer hubiera superado una edad det.erminada (BERNIS, 1974; BERNIS et al., 1978; BODMER y JACQUARD, 1968; -­ HENNEBERG, 1976; MCALPINE y SIMPSON, 19?6; SALZANO ,!!! .!!•, 1967; BERJEANTSON, 1975; WALLER, 19?6). Hay sin embargo oeasiones en las que no se espeeifiea el metodo utilizado (CARTWRIGHT, 197~), o bien se hace un grupo Unico con todas las familiae (DOBSON, - 1973; GOMILA, 1969). 81 se trabaja con poblaciones actuales o - se realizan estudios de tipo agregativo, puede ser ventajoso e~ presar la fertilidad en funei6n de las tasas reproductoras esp~ cificas para cada edad (ABELSON !! al., 1974; FRISANCHO !,! !!•, 1976; SMITH, 1980). No abundan las investigaciones en las que - alg6n otro factor, tal como la duraci6n del matrimonio, legiti­ midad o estado sea tenido en cuenta (TERRISE, 19?5; PHILIPPE 7 . YELLE, 19?6; SCHULL et .!! . , 1970 b; SERJEANTSON, 1975) ~ El primer criterio adoptado, y tal como se ha expue~ to en el apartado de metodos, ineluye aquellas familiae que pre­ sentan feeha de fin de observaci6n, es deeir que la unidad !ami­ liar ha quedado disuelta por fallecimiento de uno de los miembros de la pareja. De entre las familiae que eumplen esta primera COB diei6n, no se procesan en principio aquellas constituidas despues o durante la final1zac16n del periodo fertil femenino. La repro­ ducci6n de las familiae seleccionadas de esta forma, es co•pleta en un sentido diferente al aplicado normalmente, ya que el fac­ tor determinante no es tanto la edad de la mujer como la defun- 141 ci6n de uno de los conyuges. Frecuentemente en estudios de este tipo se calcula exclusivamente la fertilidad legitima. Dada la elevada tasa de ilegitimidad, que ha existido en la zona estudiada (Apartado 1. 2.B.), no parece aceptable d~spreciar au posible efecto, puesto que "el porcentaje de nacimientos ilegitimos es igual a la can­ tidad en la que la tasa de natalidad se ve reducida si aquellos son excluidos" (HARTLEY, 1971). En el cuadro 20 puede apreciar­ se (condici6n 2), que son ligeras las diferencias entre ambas - estimas, y que ademas a lo largo del tiempo se han hecho meno­ res, debido no tanto a una menor contribuci6n de la fertilidad premarital como a la disminucion del tamafio familiar total. Un tercer criteria, (condicion 3), selecciona aque­ llas familiae que satisfaciendo la condic16n 1, poseen acta de matrimonio conocida. Se justifies este calculo porque algunos - estudios de fertilidad se limitan a este tipo de familias. Los valores obtenidos de esta forma son ligeramente inferiores en - relacion a la primera condicion, y muy proximos a la segunda. Si entre las familiae seleccionadas seg[n el crite­ rio tercero, se excluyen las concepciones premaritales (condi­ cion 4), se incrementan las diferencias como es logico, tanto - mas cuanto mayor sea la tasa de ilegitimidad de la poblaci6n. Otro criterio aplicado es la duraci6n de la union - (condici6n 5). Las familiae que presentan uniones de 25 6 mas - anos manifiestan una elevacion de aproximadamente un hijo en el 142 tamafio familiar promedio, el cual podria asimilarse al valor p~ tencial maximo de esa poblacion. Sin embargo, SKOLNICK ~ !!• - (1976) encuentran con un criterio semejante, diferencias mucho mayores. En las figuras 27, 2S·y 29 se muestran las distriby ciones del nU.ero de hijos nacidos vivos, para cada una de las anteriores condiciones. En los tres periodos aparecen dos se­ ries de poligonos de frecuencias. La primera se agrupa alrede­ dor de la condicion 1, aunque con una mayor contribuci6n de las clases pr6ximas a cero. La segunda, correspondiente a la condi­ ci6n 5, aparece (sobre todo en el periodo primero) aparece net~ mente separada de las demas. Una posterior aerie de estimaciones del nnmero de - hijoo nacidos vivos, vendr!a dada por las familiae basta ahora consideradas, mas aquellas otraa, constituidas euando ya es - biologicamente improbable que den lugar a descenden~ia alguna. De esta forma, podria cuantificarse la desviaci6n eometida al - expresar tasas reproductoras de una poblaci6n, sin tener en -­ ouenta factores que condicionan cada matrimonio (por ejemplo la ~dad). En la parte B del cuadro 20.se aplican las mismas cuatro condiciones detinidas anteriormente. La quinta condici6n, no se considera porque en este caso ninguna de las familiae afiadidas la cumple. Se observa que la inclusion de este grupo, tiene un efecto muy similar cualquiera que sea el criterio considerado, dando lugar a una reducci6n de los valores medios estimados del orden de 0,} hijoa por familia. Practicamente estas diferencias FERIODO 1 PERIODO 2 PERIODO 3 VARIABLE CONDICION _1!_ Media Error _1L Media Error .1L Media Error 1 690 5'280 o• 111 580 4'953 0' 132 113 3 '168 0'205 2 690 5'056 o• 118 580 4'800 0'138 113 3'026 0 1 202 (A) 3 575 5'130 0' 131 464 4'810 0' 149 93 3 '140 0'236 4 575 4'875 0' 132 464 4'651 0'150 93 3'000 0'233 Hijos 5 373 6'399 0'151 325 5 '840 0' 185 42 3'952 0'402 nacidos vivos 1il 723 5'048 0' 119 617 4 '729 0' 130 126 2'968 o• 196 (B) 723 4'826 0'120 617 4'512 0' 133 126 2'714 0' 199 607 4 •871 0'132 501 4'545 0'146 107 2'906 0'222 607 4'618 0' 133 501 4'307 0'149 107 2'632 0'226 Hijos 1 689 3 '705 0'094 573 3 '948 0' 112 109 2'789 0'187 supervivientes 2 57B 3'669 0'103 512 3'898 0'121 95 2'705 0' 197 (C) 6 111 3'892 0'223 61 4'361 0'296 13 3'538 0'584 Muertes 1 690 0'764 0'040 580 0'566 0'038 113 0'204 0'072 anteriores 2 579 0'770 0'046 516 0 '581 0'041 99 0'273 0'061 a Wl a.n.o (D) 6 111 0'730 0'083 64 0'478 0'073 14 0'143 0'097 CUADR020 .- Promedio, segUn condicion, del nUmero de hijos nacidos vivos, supervi­ vientes a los quince anos y muertos menores de doce meses, por familia. .. ~ ~ 144 'J, FAMILIAS 20 15 10 5 0 0 5 CONDICION 1 5 • 4 + 3 0 2 I I 10 15 NACIDOS VIVOS FIG. 27 .• HIJOS NACfDOS VIVOS POR FAMILIA, PERIOOO 1. 145 CONDICION 1 5 • 4 + 3 0 2 •J. FAMJLIAS 15 • 10 :\ 1\ : : ! \ 5 . \ ;, ······ ........... . 0 I 0 5 10 15 NACIOOS VIVOS FIG. 28 .- HUOS NACIDOS VIVOS POR FAMILIA. PERIOOO 2. •J. FAMIUAS 20 15 10 5 0 . t :····-. f \ I \ i • i ! ! : 0 i r i i : : ; H i: I . ~ H j! i i i \ ; : i l : : ! \ ! \ \ + 0 CONDICION 1 5 4 3 2 • 0 i ~~ \ !! . ; : \; ! \ ; : \ I \ v ' \ 5 10 15 NACIDOS VIVOS FIG. 29 .- HfJOS NACIOOS VIVOS POR FAMILIA, . PERIODO 3. 147 se conservan a lo largo del tiempo, sin variacion apreciable. No se han representado graficamente las distribuci£ nes correspondientes a estas series de familias, puesto que su efecto consiste en incrementar la clase 0, en detrimento de las demas. Vemos pues que si se exceptua la condici6n 5, las - demas distribuciones aparecen agrupadas en torno al primer cri­ terio. Puesto que las !amilias cumpliendo aquella condici6n, no son mas que una fracci6n del total, y cuya mayor o menor reali­ dad, sera funcion de la duraci6n media del matrimonio en la pa­ blaci6n, cabe considerar como mas adecuada la condici6n 1, ya - que refleja la interaccion de la !ertilidad premarital, edad m~ dia de maternidad y mortalidad, y puede servir como un indica-~ dor de la proporci6n en 1a cual la poblaci6n, esta.aumentando o disminuyendo su tamafio. 2.2.B. MORTALIDAD PRERREPRODUCTORA Uno de los indices mas inmediatos de la estructura reproductora de una poblaci6n, es el numero de hijos que sobr~ viven por matrimonio" (SALZANO et al., 1967). Teoricamente se cuantificaria por la proporci6n de descendientes, q~e contrib~ yen a la siguiente generaci6n. Previamente se ha justificado la decision de limitar el estudio de la superVivencia a la edad de los 15 afios, si bien tal limite no deja de ser en cierto modo - 148 arbitrario, y otros autores han elegido alguno diferente (vease Y.AMA.GUCHI et al., 1970). El cuadro 20 muestra que, segUn sea la cona!ci6n - aplicada (1 6 2), la proporcion de hijos supervivientes por fa­ milia, se modifiea en el mismo sentido que lo hacia el nU.ero - de hijos nacidos vivos. La eondici6n 6, aeepta solamente aquellas familiae con al menos un hijo natural. En este easo, el nUmero de desceB dientes por £amilia se eleva. En el apartado 2.4..B. se vera de que modo la mayor eficaeia biologiea de las familiae eon eonee~ eiones premaritales, se debe a una mayor ~ertilidad, no compen­ sada por una mortalidad signifieativamente diferente, a la de - aquellas otras familiae eon solamente hijos legitimos. En las figuras 30, 31 y 32, puede apreeiarse el mi~ mo agrupamiento de distribuciones que se ha sefialado previamen­ te. Respecto a las coneernientes a la fertilidad (figuras 27, - 28 y 29), aparecen desplazadas hacia el origen de coordenadas, debido a la disminuei6n del nnmero de familiae con alto nU.ero de hijos supervivientes. Aeerca de las ventajas que presentan los eriterios aqui aplicados, pueden hacerse las mismas consideraciones que - en el easo de los hijos nacidos vivos. 0 5 149 CONDICION 1 6 0 2 10 15 SUPERVIVIENTES FIG. 30.- SUPERVIENTES POR FAMILIA, PERIODO 1. .,. 20 15 10 5 0 • 0 150 '"' , . , . , ' I I I I : : ~ I I • "\ I : ,, . 5 t • • I I • • I I ' • t t CONDICION 1 8 0 2 I 10 15 SUPERVIVIE NTES FIG. 31.· SUPERVIVIENTES POR FAMILIA, PERIODO 2. 25 20 15 10 5 0 0 151 0 CONDICJON 1 2 10 15 SUPERVIVIENTES FIG. 32 .-SUPERVIVIENTES POR FAMILIA, PERIOOO 3. ·-- 152 2. 2. 0. MORTALIDAD INFANTIL Para ealcular el numero promedio de hijos muertos por familia, antes de cumplir el primer afio de vida, se siguen los mismos criterios que en el punto B. Las estimas obtenidas de la aplicaci6n de las condiciones 1 y 2, son practicamente - equivalentes. Las familiae con al menos un hijo ilegitimo (eoa diei6n 3), conservan los mismos niveles de mortalidad, pero el reducido numero de familiae de este tipo (euadro 20), no perm! te aventurar conclusiones. ~ figura 33, muestra las distribuciones para esta variable durante los tree periodos considerados. Puesto que son muy pr6ximos las estimas obtenidas - por los tree criterios, la eleeei6n de uno u otro, vendra dete£ minada por el que se haya considerado 6ptimo al calcular las - otras doe variables. 2.2.D. VARIANZA DEL T.AN.ABO FAMILIAR Es importante conocer de que forma el criterio de - seleceion de la familia, puede alterar la varianza de su estima, la cual, como se sabe, .es fundamental a la hora de apliear di­ versos modelos utilizados ~n el analisis de las poblaciones hu- manas. o/o 80 -t 70- 60 50 40 30 20 10 0 0 5 PERIOOO- 1 ,. ("~-1 1- l 1- I I-~ ,---. --1 10 0 5 10 0 PERJOOO -2 FIG. 33 .- MUERTOS MEN ORES OE 12 MESES, POR FAMILIA. CONOICION 1 0 2 • 6 5 PERIOOO -3 10 .... \1\ '-"' 154 La varianza familiar, es referida en unas oeasiones al nUmero de hijos naeidos vivos, y otras al de los superviviea tea al matrimonio. SegUn GOMILA (19?5), ser!a la propo+c16n de descendientes "utiles", la que en m~or medida reflejaria la -­ realidad reproductora de una poblaci6n. La relaei6n de la varianza a la media o indice de - variabilidad, aparece retlejada en el cuadro 21. En el caso de· los hijos nacidos vivos 7 para los tree periodos en conjunto, - estas razones estan comprendidas entre 1,3 7 2,2, cayendo den­ tro del rango de variaci6n que CAVALLI-SFORZA 7 BODMER (19?1) - consideran normal. Para cada periodo separadamente es de 0,?24, 0,345 7 0,215, lo que indicaria una tendencia hacia la homogene! dad. En el segundo periodo puede senalarse que la reducei6n dei tamano familiar, no implica una disminuc16n de au varianza, tal como WARD 7 WEISS (1976) sugirieron. Conviene tener presente que en ocasiones, por ejem­ plo en el c!lculo del tamafio reproductor (apartado 2.5.), la v~ rianza del tamano de la familia viene referida a aquellas con - al menos un hijo, lo que hace desaparecer toda la variabilidad procedente de las no fertiles. La inclusion en esta investigaci6n de las familiae que se han denominado (1), (2), (3) 7 (4), parece afectar en m~ yor medida a la raz6n de la vari~za a la media, que a esta ul­ tima. Ello se deb~ria~ la acumulaci6n de dos efectos: lA Incremento de la varianza. 155 22 Disminucion de la media. Podriamos resumir diciendo, que la consideraci6n de estas familiae tendria como consecuencia falsear los resultados, puesto que daria lugar a valores de infertilidad erroneos en ~­ esa poblacion, y por tanto a una reduccion del tamafio familiar medio y finalmente a un incremento de su varianza. Respecto a las razones varianza-media del nnmero de hijos supervivientes por familia, los valores obtenidos son sie~ pre menores que los correspondientes a los nacidos vivos. Para las condiciones 1 y 2, las rezones se modifican entre hijos na­ cidos vivos y supervivientes, en el mismo sentido que lo hacian sus valores medios. La condici6n 6, da lugar a una disminucion de aquellas, lo que indicaria que la inclusion de los hijos il~ gitimos incrementa en mayor proporci6n la media que la varianza. 156 PERIODO VARIABLE CONDICION 1 2 3 1· 1'802 2'031 1'499 2 1'912 2 1 129 1'519 3 1 '937 2'150 1'651 4 2'056 2'246 1'689 Hijos 5 nacidos 1'332 1'901 1'714 vivos (1) 2'023 2'206 1'626 (2) 2'142 2 1417 1 1 819 (3) 2 1 182 2'352 1'789 (4) 2'313 2'590 2'038 1 1'633 1 1 838 1 '369 Hijos 1'678 1 '918 1'367 supervivientes 2 a los 15 aiios 6 1'413 1 '224 1'254 CUADRO 21.- Razon, segnn condici6n, de la varianza a la media. 1'57 2.3. EVOLUCION EN EL TIEMPO DE LOS VALORES PROMEDIOS DEL TA.MANO FAMILIAR. En el apartado precedente, se ha mostrado de que fo£ ma el criterio de selecci6n de la familia, puede afectar la es­ tima del tamafio familiar. A continuaci6n va a considerarse la - variaci6n de este en el tiempo, asi como de otras variables in­ timamente relacionadas: edad de maternidad para cada paridad, - reproduccion especifica por edad materna, duraci6n de la union matrimonial y edad de la muJer al producirse el fin del matrimQ nio. 2.?.A. TAMANO FAMILIAR AL NACIMIENTO, Y A LOS QUINCE AROS. El cuadro 22 re~oge en valores absolutes, la distr! bucion del nUmero de hijos nacidos vivos y supervivien~es, por familia, y cuyos valores promedios y demas parametres aparecen reflejados en el cuadro 23, correspondiendo todos ellos a la - condici6n 1 previamente definida. Con el fin de permitir duraciones de urtiones matri­ moniales maximas, que eviten errores en la estima del tamano f~ miliar, el tercer periodo se ha limitado al afto 1952, lo que e~ cluye todos aquellos matrimonies celebrados despues de esa fe­ cha. Lo anterior se justifica por la ma~yor probabilidad a par- 158 NUMERO DE FAMILIAS RIJOS NACIDOS VIVOS SUPERVIVIENTES NUMERO HIJOS 1871-99 1900-29 1930-52 1871-99 1900-29 1930-52 0 41 30 7 70 44 9 1 48 55 22 88 76 25 2 59 62 22 89 85 21 3 67 64 21 87 68 20 4 68 67 12 90 79 12 5 76 74 9 93 69 10 6 82 65 12 84 43 8 7 91 43 3 38 48 1 • 8 48 Z7 2 26 20 3 9 50 43 3 19 23 10 28. 17 3 11 . 1.1 . 17 12 2 6 12 8 13 13 2 3 14 3 2 1 15 2 3 TOTAL 690 sao 11J 689 573 109 CUADRO 22.- Hijos nacidos vivos y supervivientes a los quince afioa, por familia. 159 1871-1899 1900-1929 1930-1952 HIJOS NACIDOS VIVOS N2 FAMILIAS 690 580 113 MEDIA 5'280 4'953 3'168 VARIANZA 9'519 10'062 4'748 MODA 7 5 1 ' 2 MEDIAN A 5 5 4 RAN GO 0-15 0-15 0-9 HIJOS SUPERVIVIENTES N 2 F AMIL IAS 689 573 109 MEDIA 3'705 3'948 .• 2'789 VARIANZA 6'051 7'259 3'818 MODA 5 2 1 MEDIAN A 4 4 3 RAN GO 0-11 0-14 0-8 CUADRO 23.- Hijos na.cidos vivos y supervivientes. 1871-1899 1900-1929 1930-1952 N % N % N % ---- ---- --- FMULIAS ''UTlLES" 690 5'94 580 5 '17 113 6 '19 CUALQUIER FAMILIA 723 9'30 617 7'90 126 11 '11 CUADRO 24.- Frecuencia de inrertilidad. 160 tir de entonces, de incluir familiae constituidas tardiamente, o bien uniones breves. Las distribuciones correspondientes al tam.afio fami­ liar se representan en la figura ~. Puede en ella, sefialarse - primeramente una clara ruptura entre el se~ndo y tercer perio­ do: hasta 1929 las distribucio~es del nUmero de hijos se manti~ nen semejanbes, con modificaci6n de la elase modal pero no de - la media. Respecto a los descendientes supervivientes, puede s~ fialarse una variaci6n semejante, con una reducci6n de la frecueB cia de familiae de efectivo elevado, con el consiguiente incre­ mento de las clases proximas a cero y disminuc16n del rango. A partir de 1930, hay que destacar una notable mod! !1caci6n de ambas distribuciones, con reducci6n simultanea de - la moda, mediana y rango. A1 mismo tiempo el valor modal inclu­ ye un mayor numero de familiae, tal como sefiala FESTY (19?9) en Inglaterra, implicando, al hacerse menor de dos, una importante disminuci6n de la variabilidad del tamafio familiar, lo que sup~ ne una menor acc~6n selectiva potencial. Sin embargo, a pesar - de esta homogeneizaci6n, la varianza sigue siendo mayor que la media, lo que indica que el ajuste a una distribuci6n de Poisson no es, al igual que en la mayoria de las poblaciones humanas, - posible, al tiempo que si parec!a aceptable respecto a una bin2 mial negativa (CAVALLI-SFORZA y BODMER, 19?1; GOMILA, 1975; MA­ YO et al., 1973) •J. FAMILIAS 30 20 10 0 0 ' T • .- 5 · .-~. -T~1o·~.--~r1a 1871-1899 , .. I \ \ ' -.... · .. -., '-..:..:: 0 .-~ • I I ~ 0 I I I io I I J j is 1900-1929 FIG. 34 .- HIJOS NACJOOS VIVOS ( .............. } Y SUPERV1VIENTES 0'\ ~ o .- -T --... --.-- 5-·--.-----r~r-T~ro---.--...-----,---15 1930-1952 . POR FAMILIA. 162 2.3.B. OOMPARAOION CON OTRAS POBLAOIONES En relaci6n a los tam.aiios ramiliares estim.ados para otras poblaeiones, los valores aqui hallados se sitUan muy por debajo de los correspondientes a algunas areas tereermundistas {ABELSON ~ al. , 1974; "ABELSON, 1976; MCALPINE y SIMPSON, 1976; SMITH, 1980)t todas ellas en el continente americano, ode otras en clara expansi6n demografica (GOMILA, 1975; BOUIDAILLE, 1980) en E1 Canada, CROSS y MOKUSIOK (1970),entre los Amish, pero po­ drian eng1obarse dentro del margen de variaci6n de pob1aciones europeas rurales, con va1ores superiores a a1gunas de ellas (DOBSON, 1973; KHCHEMANN et .!!!-·, 1967; JACQUARD y WARD, 19?6; - LUCCHETTI y CHIARELLI, 1978) e interiores a otras (HENRY, 1970; SKOLNICK ll !!!•, 19?6). Por 1o que se refie~e a poblaciones rurales espano­ las, el tamafio familiar en Los Nogales es netamente superior al encontrado por BERTRANPETIT (1981) en Formentera. Aunque por - procedimientos de calculo diferentes, se dispone tambien de es­ timas del tamano familiar en la Maragateria (BERNIB, 1974) y en las Alpujarras (tuNA, 1981), con valores promedios de 4,05 y 3,9 respectivamente, y cuya comparaci6n, por incluir varias ge­ neraciones, es siempre compleja. Resultan tamanos familiares m~ nores los calculados por ALCOBE y PREVOST! (1961) y BAS!BE (1961), en dos valles pirenaicos. Son sin embargo muy pr6ximas a las de Los Nogales,-las estimaciones realizadas por PEREZ-­ (1976), en otra provincia gallega para el siglo XVIII, obtenie~ 163 do valores ligeramente por encima de cinco, debiendo sefialarse que estan referidas a mujeres casadas antes de cumplir 25 afios, siendo por ello no estrictamente comparables a los presentee d~ tos. La adaptabilidad de una poblaci6n, viene expresada por la proporci6n de la descendencia que de hecho contribuye a la siguiente generaci6n, por baber alcanzado la edad de repro­ ducirse (dado por supuesto, que todos los adultos participen en la poblaci6n reproductora). De forma aproximada, podria calcu­ larse como la probabilidad que tiene cada individuo de alcanzar una edad determinada, en el presents estudio, 15 afios. En Los Nogales, a pesar de ser relativamente eleva­ do el tamafio familiar al nacimiento, no lo es tanto si se sus­ trae la parte del mismo, que fallece antes de alcanzar el esta­ do adulto. En la tabla siguiente, se muestran las probabilida­ des de supervivencia a los 12 meses y a los 15 afios, por cada - mil nacidos vivos: PERIODO 12 meses 15 afios 1 855,30 701,70 2 885,72 797,09 3 93~,61 880,37 Estas probabilidades, resultan elevadas al compara£ las con poblaciones de regimen cazador-recolector 0 con agricu£ tura rudimentaria (SALZANO et al~, 1970; SALZANO, 1971). Son- 164 muy bajas respecto a los valores que ALSTR~M y LINDELIUS (1966), aefialan para Suecia en el siglo pasado~ pero no se apartan dem~ siado de las estimas de JACQUARD y WARD (1976), y HOUI~ALLE (1971) en Francia. En relaci6n a otras areas espafiolas, los valores ~ teriores son redueidos (BERNIS, 1974; LUNA, 1981), pero de nue­ vo hay que indiear la presencia de mas de una generaci6n en es­ tos dos casos. Por lo que se refiere al incremento en el tiempo de la probabilidad de supe~ivencia, esta ha sido practieamente s! milar a lo largo de los tree periodos considerados. Sin.embar­ go entre los doe primeros, ha de atribuirse principalmente a 1a reduccion de la mortalidad en la ninez y en la adolescenoia, y entre el segundo y tercero, a una menor mortalidad infantil. Dada la variacion simultanea del tamano familiar y de 1a probabilidad de supervivencia, puede conc1uirse que el p~ riodo 1900-1929, rue el mas favorable para la poblacion de Los Nogales (Cuadro 23), a pesar de que el numero de hijos nacidos vivos por familia, experiment6 entonces una cierta reduccion - respecto a1 periodo anterior. 165 2.4. VARIABLES ASOCIADAS AL TAMANO FAMILIAR 2.4.A. CUALITATIVAS a) Inf'ertilidad La infertilidad, como concepto opuesto a la capaci­ dad de producir descendencia, responde a causas intrinsecas al individuo o a causas fisiol6gicas. En definitiva unas u otras - impiden la aparici6n de hijos vivos, siendo por ello un impor­ tante factor que condiciona la fertilidad diferencial. Gran parte de las dificultades que surgen al inten­ tar ajustar las distribuciones del tamafio de la progenie, proc~ den de· las familias infertiles, las cuales se presentan de for­ ma general, en frecuencias mayores que las te6ricas. WALLER et al. (1973), consiguieron un mejor ajuste a una distribuci6n bi­ nomial negativa, descomponiendo este tipo de f'amilias en dos c~ tegorias: a) Biologicamente fertiles, pero que de hecho no han dejado de~ cendencia. b) Infertiles biologicamente o por factores culturales. Parece ser, segiln los citados autores, que aproxim~ damente 1/2 de las familias ain hijos, corresponden a cada uno 166 de estos grupos. La primera eonsecuencia a destacar, al incluir estas familiae en la distribuci6n del tamafio familiar, es por - supuesto, la reduecion de la media y la elevaci6n de la varian­ za (MAYO et al., 1973). Pareoe muy importante~ tal como han senalado ALSTROM y LINDELIUS (1966) 7 VEEVERS (1971), el factor edad en relaci6n con la ausencia de descendencia. Esto se confirma de la inform~ cion contenida en el cuadro 24, donde se hace ·referencia en pr! mer lugar, a las familiae potencialmente fertiles al constituii se el matrimonio, las cuales presentan frecuencias de infertil! dad muy eatables en el tiempo y que rondan el ~. Si no·se tie­ ne en cuenta la edad femenina en el momento de establecer la uni6n matrimonial, aquellas se elevan apreciablemente, sobre t~· do durante el tercer periodo, en el que alcanza el 11%; pudien­ do responder en parte al acusado retraso de la edad ~atrimonial que se ha detectado previamente (apartado 1.5.D.). Tanto una c~ mo otra estima, no pareeen elevadas, situandose entre valores - pr6ximos al 5%, tales como los citados por KRIEGER 7 FREIRE-MAIA (1962), GEORGES 7 JACQUARD (1968), 7 los encontrados por ALSTROM y LINDELIUS (1966), que alcanzan el 13% de todos los cruzamien- tos. b) Rango de nupcialidad En el apartado 111.1.5., se ha comentado la variabi lidad en el tiempo, de las frecuencias de los diversos tipos de .. 167 estados al contraer matrimonio, asi como su posible efecto sobre diversas variables. Seguidamente se cuantificara la influencia - del rango de nupcialidad sobre el numero de hijos por familia n~ cidos vivos, muertos durante los primeros 11 meses de vida y su- ~ pervivientes a los 15 afios. Se han considerado solamente tree t! pos de uniones: 11 21 12 Marido soltero viudo soltero Mujer soltera soltera viuda estando el ultimo grupo e.·scasamente representado' lo que restara valor a las conclusiones que se le refieran. En el cuadro 25, se resumen las frecuencias en valQ res absolutes, correspondientes a la actividad reproductora de - las parejas segU,n su estado matrimonial, totalizando 1018 fami­ liae repartidas en los periodos: 12 1871-1899 22 1900-1929 Las figuras 35 y 36, representan las frecuencias ac~ muladas correspondientes al tamafio familiar al nacimiento y a - los 15-afios. De ellas se deduce lo siguiente: 168 NlJll,fERO DE HIJOS ·VARIABLE PER. OLASE 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 11 14 TOTAL ----- --- -- 11 32 40 42 41 46 53 55 66 34 35 39 7 490 1 12 2 1 1 5 3 3 2 1 0 1 0 0 19 IIIJOS 21 5 1 8 8 9 5 8 7 3 3 3 0 60 NACIDOS· VIVOS_ 11 22 40 33 3 5 46 4 8 41 27 20 30 Z1 6 375 2 12 0 1 5 2 3 4 3 1 0 0 1 0 2p 21 7 3 8 9 4 4 5 7 2 3 1 1 54 11 53 66 66 49 58 71 59 29 17 16 5 0 489 1 12 3 3 2 5 2 4 0 0 0 0 0. 0 19 SUPERV. 21 7 9 7 15 7 5 4 2' 3 1 0 0 60 15 AROS. 11 31 51 50 42 53 43 28 32 14 15 11 1 371 2. 12 0 2 5 2 5 4 0 1 0 1 0 0 20 21 9 7 10 6 4 7 3 4 1 1 2 0 54 11 249 150 61 19 6 2 1 1 1 - - - 490 1 12 16 3 0 0 0 0 0 0 0 - - - 19 MUERTOS 21 37 13 7 3 0 0 0 0 0 - - - 60 MENOHES 1 ANO 11 220 111 31 8 2 1 0 1 1 - 375 2 12 12 8 0 0 0 0 0 0 0 - 20 21 34 14 4 2 0 0 0 0 0 - 54 CUADRO 25 .- Descendencia aegJn el eotado al contraer matrimo- nio : f'recuencias absolutas. 100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 • 169 0 / 0 FAMILIAS • .4! ... ·-:r"~ /· .. ·" llit • /···" _,_::.:-···· , .· /···· ~: ..... 0 X /: ,;: i/ /, - ... , 1: / l/ l! I I.' I i:, ... , I :1 i :i i!J o / I .//I / :7 lx ,.., . .., I .;.I / ,.., ,. :, b /1 ; !,' j .: I i if j xf~~~ ; it . .., I ·i i j Jx ~ I ,. I ,.­ / ,. I I il ., .o J, ; // _/ ! • PJ I / I / , t I 0 •••• .i ., X 0 I 2 i 3 1 4 I 5 ,.. .., 6 7 f 9 ' 11 HIJOS Fl G. 35 .- HIJOS NACIOOS VIVOS POR FAMILIA Y ESTADO MATRIMONIAL. ( PERIODO 1 : 11 -,12 o , 21··'"•; PERIODO 2: 11---,12 X , 21---) 100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 0/o FAMILIAS 170 0 0 0 «?.-····· .. ··· , X •• •• ·"?/­.... · :;.-" / .. / . )f······ ..,"" X •• •• '!' I .· . I .·· I _..·· I : /. I .·· ,. , o / i I / i ,' / i r; .... i : X. 0/ y :" I I ; : i : i I :; ~ l ii i: I . ; : ; : rX i f 1 i 0: I . : I I 'I ! f . j/~ !/' . ! I IiI • : I I: I if, I i I i! I o i I il I / X y 0 I 1 I 6 I 7 I I 8 9 HIJOS FIG. 36 .- HIJOS SUPERVIENTES POR FAMILIA Y ESTADO MATRIMONIAL. ( PERIODO 1 : 11 __::.. .12 o • 21·· .. ··; PERIOOO 2 : 11---.12 X • 21-·-·) 171 b1 ) Hijos nacidos vivos: Las familiae constituidas en primeras nupcias, pre­ sentan tanto en uno como en otro periodo distribuciones muy pr£ ximas, con valores promedios superiores a 5. Por su parte se -­ agrupan entre si las uniones 12 y 21, aunque el limitado numero de familiae da lugar a osci1aciones aleatorias. Como cabria es­ perar, la menor fertilidad corresponde al tipo 12, con casi un descendiente menos por familia en el primer periodo (Cuadro 26). Despues de 1900, desaparecen las diferencias entre los matrimo­ nios 12 y 21, conservandose sin embargo, con aquellos constitu! dos en primeras nupcias. Ello puede deberse a la ausencia de ia fertilidad en este grupo, consecuencia del reducido numero de - familiae implicadas, lo que impide demostrar claramente la rel~ vancia del factor edad, sobre la incidencia de cruzamientos no fertiles (ALSTROM y LINDELIUS, 1966). b2 ) Hijos supervivientes a los 15 afios: Tal como ocurria con los hijos nacidos vivos, se - conserva la agrupaci6n de uno a otro periodo entre las distrib~ clones 11 y 12. Tiene lugar una inversion consistente en que en el segundo periodo, el numero de hijos supervivientes por fami­ lia 11 (~,984), supera li5eramente a los correspondientes al - primer periodo (3,730), a pesar de provenir de familiae de roe­ nor tamano al nacimiento. Lo mismo s~cede con el grupo 21, res- . pc,·· Jlcndo en ambos casos a una disminucion de la mortalidad, C.Q ORDEN MATRIMONIAL 11 12 21 PERIODO VARIABLE MEDIA o- MEDIA a- MEDIA o- · HIJOS NAC. VIVOS 5'310 3'241 3'842 2 1 292 4'717 2 1 817 1 . MUERTOS ~ 1 ARO 0'784 1'069 0'158 0'038 0•600 o•887 SUPERV. 15 AROS 3'730 2'562 2'630 1'770 3'200 2'291 HIJOS NAC. VIVOS 5 1016 3'246 4'250 2'337 4'241 3'132 2 MUERTOS ~ 1 ARO 0'600 0'956 0'400 0'503 SUPERV. 15 ANOS 3'984 2'789 3'700 2 1003 0'518 0'795 3'352 2 1 829 CUADRO 26.- Valoree promedios de la capacidad reproductora por familia, respecto al estado al contraer matrimonio. 173 m6n a toda la poblaci6n. Respecto a las uniones 12, el periodo segundo mues­ tra una reproducci6n mas eficaz, del orden de un superviviente mAs por £amilia, resultado tanto de una reducci6n de la mortal! dad infantil, como de un incremento de la fertilidad, lo que s~ puso un exceso de 0,4 hijos nacidos vivos por famili~ de uno a otro periodo, de forma que una fertilidad mayor no se correspoB de, tal como afirman HEER y BOYNTON (1970), a una mas elevada­ mortalidad infantil. En la parte superior del cuadro 27 se recoge la pr~ babilidad de supervivencia a los 15 afios, referida al numero de hijos nacidos vivos por familia, lo que corrige diferencias de fertilidad entre grupos. En el primer periodo, los resultados - son similares en todos elloa, a pesar de que la probabilidad de supervivencia al ano, es mucho mayor en el grupo 12 (en parte - atribuibles al tamafio muestral), lo que indicaria que esta cla­ se de familiae, presenta un exceso de mortalidad infantil respe£ to a las otras dos. Entre 1900 y 1929, el grupo 12 muestra una clara -­ ventaja adaptativa en relaci6n a los dernas, si bien en este pe­ riodo las familias 21 experimentan una mortalidad infantil mas reducida, que posteriormente se compensa con una mayor propor­ ci6n de defunciones juveniles. Puesto que la t de Student no resulta un test ade­ cuado para comparar medias, procedentes de distribuciones no -- RANGO MATRIMONIAL 11 12 2'1 - PERIODO VARIABLE N N ·N ··- HIJOS NACIDOS VIVOS 2602 1000 73 1000 283 1000 SUJ?ERV. 12 MESES/1000 NAC. VIVOS 2218 852 '421 70 958'904 247 872 '792 ·SUPERV. 15 Al~OS/1000 NAC. VIVOS 1824 700'999 50 684 '932· 192 678'445 PORCENTAJE DE INFERTILIDAD 6'531 10 '526 8'333 INTERVALO DE CONFIANZA 95% 4 '331 -. 8 '7 31 1 '200-31 '700 21 800-18 1400 HIJOS NACIDOS VIVOS 1881 1000 85 1000 229 1000 -~ ~ SUPERV. 12 MESES/1000 NAC. VIVOS 1497 795'853 77 905'882 221 '965 '060 z· SUPERV. 15 AHOS/1000 NAC. VIVOS 1478 785 '752 74 870.588 181 790'393 PORCENTAJE DE INFERTILIDAD 5'867 o•ooo. ·~ 2, 963 mTERVALO DE CONFIANZA 95~ 3 '467 - 8' 267 0'000-16 1 800 5'335-26'040 .CUADRO 27 .- Estado al contraer matrimonio y supervivencia de la descendencia. Porcentaje de infertilidad. 175 normales, se ha aplicado una prueba del X 2 por pares. Dado el limitado numero de casos en las uniones 21 y sobre todo 12, ha sido preciso un agrupamiento de clases (Cuadro 28). Solamente supera el nivel de significaci6n en el primer periodo, el num~ ro de defunciones infantiles entre las familiae 11 y 12, habieQ dose aplicado en este caso la correcci6n de Yates. Puede resumirse lo anterior, en la e·xistencia de - ciertas diferencias entre grupos, concordantes de uno a otro p~ riodo, si bien no son en general, lo bastante acusadas como pa­ ra no poder ser explicadas por variaci6n aleatoria. Las modifi­ caciones en fertilidad y adaptabilidad descritas, no tienen su origen causal en el rango de nupcialidad en si, sino en facto­ res asociadas al mismo, tales como la edad al matrimonio, prim~ ra maternidad, duraci6n de la uni6n,etc. En cuanto a la menor mortalidad infantil detectada entre las uniones del tipo 12, cabe suponer que las madres per­ tenecientes al mismo, poseen (como resultado de anteriores ma­ ternidades) mayor experiencia que las primerizas, en lo que se refiere al cuidado de la prole, sobre todo en sus primeros meses de vida. A modo de conclusion, puede afirmarse que lo prece­ dente viene a confirmar la importancia relativa que BOYDEN (1972), concede al rango de nupcialidad como condicionante del tamafio - :familiar. 176 CLASE 12 21 VARIABLE PERIODO G.L. p G.L. p 11 3 0'05-0'10 3 o• 10-o• 20 1 HLTOS 12 3 0'30-0'50 NACIDOS VIVOS 11 2 0'30-0'50 3 0'05-0' 10 2 ·12 2 o• 10-o• 20 11 1 0'01-0'02 2 0'20-0 1 30 1 llUERTOS 12 MEN ORES 1 ABO 11 1 0'90-0'95 2 0'50-0'70 2 12 2 o•Bo-o•go 11 2- 0 1 10-0'20 3 0'05-0'10 1 SUPERV. 12 2 0•80-0'90 A LOS 15 AROS 11 2 0'30-0'50 3 0'30-0'50 2 12 2 0'20-0'30. 2 CUADRO 28 .- Probabilidades para la prueba del 'X. , respecto al estado matrimonial. (Vease texto). 177 c) Tipo de migraci6n y tamafio de la familia: En diversos estudios que tratan de la estructura m~ rital de las poblaciones, se hace con frecuencia referencia a - la patri o matrilocalidad de los matrimonies. Se dice de un ma­ trimonio que es patrilocal, cuando el desplazamiento al que la boda da lugar, implica el cambio de residencia de la mujer has­ tala poblaci6n delmarido. Si ocurre lo contrario, el matrimo­ nio se considera matrilocal. En la mayoria de las poblaciones rurales europeas, predomina la patrilocalidad, aunque la frecuencia de la misma - puede variar de una region a otra.· El que la mujer sea la que - preferentemente se desplace, y la frecuencia con que esto ocu­ rre, es una consecuencia de las caracteristicas socioeconomicas y culturales de la poblaci6n que se estudia. Generalmente la migraci6n marital, viene referida - al lugar de celebraci6n de la boda, la cual ocurre en muy elev~ da proporcion en la parroquia de la novia, pero no suele menci£ narse, lo que sucede despues de aquella. Por ello, parece que - el estudio del movimiento marital obtenido a nivel de aetas ma­ trimoniales, es en cierto modo ficticio. Por lo tanto, aqui se expresara este tipo de migraci6n, en funci6n de la residencia - de la familia, despues de su constituci6n; informacion que pro­ cede de la reconstrucci6n familiar. Las implicaciones antropogeneticas de la migraci6n 178 difereneial por sexos, derivarian de la posible variaci6n inte~ familiar en fertilidad, aceptando que la movilidad masculina o femenina, puede estar asociada a una modificaci6n de la edad al contraer matrimonio y de la primera maternidad, as!· como de la amplitud del periodo reproductor femenino. A lo anterior habria que afiadir, otras considerac12 . nes de orden econ6mico (relaci6n inversa entre movilidad y ni- vel de propiedad o ingresos), que seguramente han actuado sobre el tamafio familiar, a traves de un cierto control de la natali­ dad. Dado que tal como se ha indicado en el apartado II. 2., han sido excluidas del proceso de reconstrucci6n familiar, todas aquellas familiae en las que la profeeion del padre, no - puede eonsiderarse tipica del area bajo estudio (guardia civil, medico, maestro), el cual por otra parte, nunca es originario - del municipio. El resto de la poblaci6n se nutre de labradores, agrieultores y en algunos easos jornaleros. Por ello y por la - gran dispersion de la propiedad.en multiples pequenos propieta­ rios (apartado 1.2.), no eabe realizar un analisis por eatego­ rias sociales tal como las estudiadas por ABELSON (1978, 1979), HENNEBERG (1977 a), HIORNS et al. (1973), JEFFRIES!! al.(l976), xUCHEMANN et a1. {1974). Debido a lo anterior, se han consider~ do en el presente apartado una serie de grupos de migraci6n o - niveles de endogamia, (mas adelante se presentara la migraci6n como una variable continua, expresada como distancia de migra­ ci6n), partiendo de la hip6tesis de que la longitud del despla- 179 zamiento de un conyuge, estara en relacion inversa a sus fuentes de ingresoa. Los grupos definidos son: A: Migracion matrilocal. B: Patrilocal. 0: Los conyuges son end6gamos a nivel de aldea. D: Endogamos para la parroquia de nacimiento, pero ex6gamos re~ pecto a la aldea de origen. E: Ambos conyuges permanecen en su parroquia de procedencia. F: El padre o la madre es natural de una parroquia diferente de las nueve aqu! consideradas, situada a una distancia igual o inferior a 15 kil6metros. Como es habitual, se hara referencia al tamafio fam! liar al nacimiento, al afio y finalmente la proporci6n de super­ vivencia hasta la edad de quince afios. Los resultados concernientes al numero de hijos na­ cidos vivos por familia se recogen en el cuadro 29, habiendo co~ siderado los dos periodos ya definidos en los anteriores apart~ dos. En dicho cuadro puede apreciarse que en ambos intervalos - de tiempo, el rango de variaci6n es menor de 0,7. Con anteriori dad al afio 1900, las familias matrilocales (A), fueron mayores TAMA!O FAMILIA PERIODO CLASE 0 1 2 3 4 .2.. 6 7 8 9 11 14 TOTAL MEDIA rr A 2 11 19 13 18 22 28 20 11 10 17 3 174 5'661 3•084 :a• ~·9 20 23 34 25 31 33 46 19 26 22 1 289 5'484 2•978 1871- c 11 15 13 19 24 22 18 23 18 14 14 3 194 5'356 3'202 -1899 D 1 7 10 18 5 15 16 24 11 10 15 1 133 5'992: 3 '017 E 12 22 23 37 29 37 34 47 29 24 29 4 327 5'615 3' 122 F 9 21 24 24 30 31 41 38 18 22 20 2 280 5'421 2'977 A 7 18 15 13 21 19 19 7 9 11 9 1 149 4'785 3'072 B 3 16 24 28 25 28 24 21 11 20 19 5 . 224 5'473 3'198 1900- 0 10 18 21 21 18 Z7 20 13 7 11 14 2 182 4'824 3'174 1929 D 12 12 10 10 6 12 6 0 9'T 5'227 3'045 1 12 5 11 E 11 30 33 26 29 39 30 23 13 23 20 2 Z79 4'964 3 '116 1 7 19 21 34 29 34 29 15 12 15 21 4 240 5'192 3'147 OUADRO 29 .- Distribucion respecto al tipo de migracion (vease texto), del nU=ero de hijos nacidos vivos por familia. -CD 0 18t que las patrilocales (B), pero en el periodo segundo ocurre lo contrario, lo que descarta una tendencia consistente por lo que se re!iere a la movilidad diferencial de los sexos. Dado que la t de Student no parede adecuada para com parar niveles de fertilidad, por no ajustarse su distribuci6n a la normalidad (CAVALLI-SFORZA y BODJAER, 1971), se aplic6 una prueba del x 2 , obteniendose probabilidades superiores al 5% (cuadro 30). De forma similar, cuando se confrontaron los matr! monios patri y matrilocales con los sedentarios (Pares A-C y B-C),se obtuvieron los mismos resultados. En el valle de Parma SKOLNICK et al •. (l976), encon­ traron un menor tamafio familiar, entre aquellas familiae cuyo - padre era migrante. Dichos autores atribuyen lo anterior a un - retraso en la celebraci6n del matrimonio. Estos resultados estan en la linea de· los aqui presentados, solamente durante.el periQ do 1900-1929. Por lo que se refiere a las otras clases de migra­ CiQn, en ambos periodos el nivel D de endogamia da los valores de fertilidad mas elevados, y 0 los mas bajos. E y F ocupan po­ siciones intermedias, las cuales se invierten de uno a otro pe­ riodo. El exceso de nacimientos a nivel parroquial (D), - coincide con los resultados de CARTWRIGHT (1973) y SMITH (1980), pero no sucede asi cuando se considera la endogamia a nivel de aldea (C). No resulta sencillo explicar esta aparente contradi£ 182 1871 - 1899 1900 - 1929 CLASE (1) (2) (3) (1) (2) (3) -- A-- B ~2 0'275 0'946 0'224 0'265 0'109 0'231 ~ 0'018 o•ooo 0'010 0'017 0 1012 0'007 0'011 o•ooo 0•023 0'040 0'034 0 1013 A-C x2 0'236 0'756 0'306 0'916 0'133 0'199 .ls 0'050 0'018 0'031 0 1016 0 1020 o•oc:n . .G.a 0'109 0'046 0'063 0'034 0'055 0 1013 B-C x2 0'561 0'964 0'244 0'549 0 1018 0'959 l. 0'008 o•ooo 0'005 0'017 0 1026 o•ooo ( 0'021 o•ooo 0'010 0'049 0 1067 o•ooo C-D x2 0'077 0'494 0'044 0'317 0 1024 0'264 ~ 0'007 o•.ooo 0'027 0'003 o•ooo 0'005 0'015 o•ooo 0'060 0'010 o•ooo 0 1010 D-F x2 0'217 0'498 0'099 0 1 148 0'143 0'347 ~ 0'006 o•ooo 0'003 o•ooo o•ooo 0 1004 o•ooo o•ooo 0 1008 o•ooo o•ooo 0 1010 E-F 2 0'817 0 1 820 Ot392 0'652 0'154 0'671 X ~ 0'015 0'004 0'009 0'016 0'025 0 1009 0'032 0 1011 0 1018 0'046 0 1063 0'017 CUADRO 30 .- Probabilidades para la prueba del x2, l simetrica y ~ asimetrica, respeoto a1 tipo de~igracion. (1) Hijoa nac. vivos, (2) Su­ .perv. 15 affos, · (3) Muertoa. infantlles. 183 c16n; podria asumirse, sin ningUn tipo de comprobaci6n por el - momento, que los matrimonios que tienen lugar a distancias cero, comprenden una mayor proporci6n de individuos, con una mas red~ cida potencialidad reproductora, tales como aquellos que impli­ can una viuda (tipos 12 6 22), o una edad femenina al contraer matrimonio mas elevada, dando la impresion de que las personas que se casan con sus vecinos mas inmediatos, se dieran por sa­ tisfechos con conyuges menos favorables (desde un punto de vis­ ta biologico), que aquellas otras que deciden buscar su pareja en otro lugar. c 2) Mortalidad infantil.Y prerreproductora Los valores absolutos correspondientes a estas dos variables aparecen en el cuadro 31 y la figura 37 representa en _frecuencias acumulativas, la probabilidad de supervivencia has­ ta la edad de 15 afios. Los valores situados por encima de 6 ap~ recen agrupados. Como cabria esperar, la mayoria de las difereQ cias son reducidas. Entre 1871 y 1899 la clase extrema es la D, apareciendo las restantes agrupadas entre si. Ninguno de los x2 obtenidos (cuadro 30) fue significativo. Sin embargo, en el se­ gundo periodo los pares B~C y C-D, dieron probabilidades infe­ riores a 0,05. Una parte considerable de la heterogeneidad en supe£ vivencia, podria corresponder a variaciones en fertilidad pues­ to que aquella parece seguir el ritmo impuesto por el numero de PERIODO CLASE SUPER~/IVENTES 15 .Af::OS TOTAL MUERTOS tt:. 1 AJ'o ~ - -- 0 1 2 3 4 5 6 _Q_l _£_J _i ..2. __ _.._..,_.,.._...,. __ A 11 20 24 .23 29 25 42 174 81 54 25 8 2 4 174 F 22 38 35 37 39 41 76 288 144 89 43 8 5 0 289 18'71- c 17 25 -1899 28 25 22 24 53 194 106 58 18 7 3 2 194 D 5 13 17 18 20 21 39 133 54 47 25 5 0 2 133 E 22 38 45 43 42 45 92 327 160 105.• 43 12 3 4 327 F 24 39 33 33 41 39 70 279 144 80 38 9 7 2 280 A 11 22 15 19 27 14 38 146 98 36 10 3 2 0 149 B 6 24 34 32 30 26 71 223 126 73 18 5 0 2 224 1900- c 17 23 33 16 22 27 41 179 102 61 15 3 0 1 182 -1929 D 1 16 13 7 16 9 34 96 66 23 6 1 0 1 97 E 18 39 46 23 38 36 75 275 168 84 21 4 0 2 279 F 11 28 31 38 38 28 64 238 140 73 18 6 2 1 240 CUADRO 31 .- Distribucion res~ecto al ti~o de migracion (vease texto), del numero de hijos supervivientes a los 15 affos y falleoidos menores de 12 meses. -(l) ~ 70 60 50 40 30 20 10 0 • I I I I I I I: I! 1: ,_ .. I! /! 1/ I: I . J:" 1:" If 1:" f.: t: cf: /:" [. 185 J: l: /: PERIODO ,~: "1" 1.: cf ' 0 5 l "2'' 5 i 4 I I I l HlJOS FIG 37 .- DESCENDIENTES SUPERVIVIENTES A LOS 15 ANOS, POR F AfvliLIA: . FRECUENCIAS . ACUHULATIV AS. ( CLASE NIGRA- CION: A -, B , C ---, D-, E • , F o ) 186 nacimientos. Otra fracci6n podria ser explicada por diferencias en mortalidad infantil. La figura 38 muestra en frecuencias ac~ mulativas, las distribuciones para esta variable. Sol~ente el par C-D manifiesta probabilidades para la prueba del x 2 , por­ debajo de 0,05 (cuadro 30). Buplementariamente se aplic6 un indice A (GOODMAN y KRUSKAL, 1963), el cual ha sido definido en el apartado !!.4., con el !in de medir el grado de predicci6n entre variables, o lo que es lo mismo, el incremento de certidumbre de una de ellas - cuando la otra es conocida, y que se justifica siempre que al~ nas casillas (en tablas de contingencia) tengan frecuencias muy reducidas, tal como ocurre aqui en el caso de las defunciones - infantiles. Los valores obtenidos aparecen, tanto en su forma - simetrica como asimetrica, en el cuadro 30. Todos ellos son muy pr6ximos a cero, lo que descarta una significativa asociaci6n - entre los pares considerados. De todo lo anterior, cabria concluir que las dife­ rencias en adaptabilidad en relaci6n a la movilidad de los pa­ dres, son poco importantes en la poblaci6n aqui considerada, -­ siendo la mayor parte de las ·diferencias explicables por varia­ bilidad aleatoria. Estos resultados son pr6ximos a los de ABEL­ SON et al. (1974), cuando afirma que la migracion por si misma no parece afectar de forma relevante a la fertilidad. 1·87 100 % FAMILIAS ' 90 80 70 60 50 40 r PERJODO .. 1 .. l I . I· / J J l ' J J I I , 5 "l HIJOS FIG. 38 .- DESCENDIENTES 1'-Il.JERTOS AL. ANO, POR F.ANILlA:. FRECUENCIAS ACUI'rnLAT IV AS. ( CLASE HIG RACION: A -, B ······, C ---, D -, E • , F o ) 188 d) Parentesco Aunque se considera que el "Kinship" afecta al "fit­ ness" a traves del "inbreeding" (MORTON, 1975), lo anterior no - ha sido demostrado consistentemente en el conjunto de las inves­ tigaciones consultadas, alternando unas en las que es posible s~ fialar un efecto considerable (BOOK, 1957), con otran en las que este es mas bien moderado (FREIRE-MAIA y KRIEGER, 1975; FRIED y DAVIES, 1974; KUMAR et al., 1967; MARCALLO et a1., 1964; SCHULL y NEEL, 1972) o practicamente nulo (REID, 1976; ROBERTS y BONNE, 1973; WARD, 1975). Las mayores dificultades surgen de la prob1ematica - detecci6n de uniones celebradas entre parientes, as! como conse­ guir historias reproductoras completas que se prolonguen a ser - posible, basta el estado adulto de la descendencia. Ademas, los efectos atribuibles al parentesco pueden ser reducidos, intervi­ niendo al mismo tiempo !actores socioecon6micos y contraceptivos que tendrian por resultado anular en parte, la variabilidad de - la fertilidad entre parejas. Por ello, coincidimos con GEORGES y JACQUARD (1968), cuando afirman que "la importante cuesti6n de - las consecuencias de los matrimonies celebrados entre parientes, solo podra ser progresivamente aclarada., por 1a acumulaci6n de - estudios realizados en poblaciones diversas". SCHULL et al. (1970 a) distinguen entre "consanguin! ty effects" (aquellos que inciden sobre la descendencia de matr! monios consanguineos) e "inbreeding effects" (referido a la des- ; 189 cendencia de matrimonios que a su vez proceden de uniones cons~ guineas). En lo que sigue, y al igual que en la mayoria de los - estudios eobre el tema, se hara referencia al primer tipo. El cuadro 32 resume en frecuenciae absolutas, la ac­ tividad reproductora de los matrimonios celebrados entre parien­ tes. Se incluyen 1049 historias reproductoras, implicando 5244 - nacimientos, de las que 92 corresponden a uniones consanguineas. Entre estas, DO Se ha hecho ninguna distincion BegUn el grado de parentesco. Be han coneiderado las mismas variables (hijos naci­ dos vivos, muertos menores de un afio y supervivientes) y perio­ dos, que en el apartado anterior. En las figuras 39 y 40, se representan las frecuen­ cias acumulativas, referidas a los hijos nacidos vivos y superv! vientes a los 15 anoe, por familia. Por lo que respecta al tamafio familiar al nacimiento, los mayores promedios corresponden sobre todo en el periodo 1, a las uniones en las que el parentesco esta presente (cuadro 33). La variaci6n del tamafio familiar de uno a otro periodo en la po­ blaci6n global, ha conducido a que la distribuci6n de los matri­ monios consanguineos posteriores a 1900, sea muy proxima a la de los no consanguineos del primer periodo, consecuencia de un des­ plazamiento de ambas distribuciones, hacia el origen de coorden~ das. 190 Nill.'IERO DE HIJOS .VARIABLE PER. CLASE 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 11 14 TOTAL ------- --- --- --- NO C 40 41 49 57 55 60 61 68 34 35 39 4 490 1 · HIJOS c 1 3 2 2 3 2 6 6 3 3 3 3 37 NACillOS VIVOS NO c 28 43 44 47 49 49 44 29 21 26 28 6 414 Z' c 2 6 5 4 6 8 5 7 1 8 2 1 55 NO C 64 77 71 70 66 74 60 26 17 14 3 0 542 1 SUPERV. c 3 2 4 3 3 7 4 5 2 2 2 0 37 15 ANOS NO c 39 56 58 51 54 51 26 33 13 16 12 1 410 2 c 4 7 12 2 11 3 5 5 2 3 1 0 55 NO C 288 157 65 22 6 2 1 1 1 - - - 543 1 liDERTOS ·c 22 12. 2 0 1 0 0 0 0 - - - 37 MEN ORES 1 ANO NO C 252 118 32 8 2 1 0 0 1 - - - 414 2 c 30 19 3 2 0 0 0 1 0 - - - 55 CUADRO 3Z .- Descendencia por familia y parentesco frecuen­ cias absolutas. 0/e FAMILIAS 0 I _, 2 3 I 4 l i 5 191 .·· .. •··· .. ·• .• .. ·· I 6 t 7 f 8 r ~ 9 11 HUOS FIG. 39 .- HIJOS NACIOOS VIVOS POR FAMILIA Y PARENTESCO. ( PERIOOO 1 PARIENTES -.NO PARIENTES-- •• .. 2 0 ••••••••• } 192 100 •to FAMILIAS 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 HIJOS FIG. 40.- HIJOS. SUPERVrENTES POR FAMrUA Y PARENTESCO. ( P~RIODO 1 : PARtENTES - . NO PARIENTES -- 2 0 ···-·- ) 193 En cuanto al nUmero de hijos supervivientes por fam! lia, la eficacia reproductora o lo que SCHULL et al. (1970 b) d~ finen como fertilidad neta (naeidos vivos - supervivientes), de las familiae no eonsanguineas supera en el segundo periodo, a la de los del primero, a pesar de derivar de familiae ligeramente - menores. Ello seria consecuencia de una probabilidad de supervi­ vencia al ado algo mayor, tal como aparece en la parte superior del cuadro 33. En el segundo periodo, practicamente desaparecen las diferencias en supervivencia entre ambos tipos de matrimo-­ nios, conservandose sin embargo en el periodo precedente. Corrigiendo para la variabilidad en fertilidad, la mayor supervivencia de la descendencia de las uniones consangu! neas, no es conaistente de uno a otro periodo. Ello es resulta­ do de la modi!icaci6n de las probabilidades de aupervivencia al ano de vida, sumamente favorables en el p~imer periodo, para las uniones entre parientes. El cuadro 3~, recoge las probabilidades para la pru~ ba del X 2 aplicada a cada una de las variables que se conside­ ran. En ningUn caso estas fueron inferiores al 5%. Este resulta­ do muestra muchas concordancias con la bibliografia consultada. Se debe fijar la atenci6n en cuatro aspectos: fertilidad (medida como el n6mero de hijos nacidos vivos), mortalidad infantil, su­ pervivencia a la madurez e infertilidad; quedando sin posibili­ dad de constataci6n, la proporci6n de embarazos por madre y la - mortalidad prenatal. J PERIODO 1 P.ERIODO ·2 NO CO!~SAG. CONSANGUINEO NO CONSAJ.'TG·. CONS.ANGUINEO YiL'rt IJ...BLE _L __l:_ N ~. _lL %o N %'0 .HIJOS NACJJJOS VIVOS 2744 1000 239 1000 1974 1000 289 1000 SUPERV. 1 ANO /1000 NAC 2336 851'3 219 916'3 1747 885 '0 251 868 '5 , SUPERV.15 AXOS/1000 NAC 1900 692'4 181 757 '3 1577 798 '9 215 743'9 l1~DIA ERROR !11:EDIA ERROR Iv!EDIA ERROR MEDIA ERROR ---- ----- ---- ---- .... ·~ACDOS I J~iiLIA 5 '053 0,134 6'459 0'607 4'768 0'158 .5'218 0'428 ··. \.0 ..p. :1Il"ERTOS 1 11110/FAMIL!A. 0 '751 0 '045 0'540 0'139 0'548 0'043 . 0 f 690 0 t 157 SD'PER.V. 15 A:-i'OS/?Al.'IILL\ 3 '506 0'105 . 4 t 89 2 0 t 4 84 3, 846 0 '137 3'909 0'371 PORCEXTAJE INFERTILIDAD 7'366 2'703 6'763 3'636 INTERVALO CO~FDL~ZA 95% 5'166-9'566 0'065-14'000 4 I 363-9 t 163 0'450-9'800 CUADRO 33 .- Capacidad re?roductora y parentesco. 195 PERIODO 1 PERIODO 2 VARIABLE G.L. P x2 G.L. px2 HIJOS NACIDOS VIVOS 4 0,10-0,20 4 0,80-0,90 MU.ERTOS < 1 ABo 2 0,30-0,50 2 0,50-0,70 SUPERV. 15 .A:Ros 4 0,05-0,10 4 0,90-0,95 OUADRO 34.- Probabi1idades para 1a prueba del X 2 : matrim_2 nios celebrados entre parientes, respecto a - la pob1aci6n general. d1 ) Ferti1idad Se ha indicado una ferti1idad mayor asociada con el parentesco. E1evaci6n de tasas de morta1idad a veces muy reduc! das, han sido sugeridas tambien por diversos autores: BOOK (1957) en 34 familiae suecas, MARCALLO !! al. (1964) en 63 familiae del Brasil, RAO e INBARAG (1977) y REDDY y RAO (1978) en el sur de - la India, y finalmente SCHULL ~ al. (1970 a) y SCHULL y NEEL -­ (1972) Jap6n. En esta linea, PHILIPPE (1974) entre canadienses - franc6fanos, indica: "La consanguinidad no tiene efecto sobre la amenorrea, en el primer intervalo entre el nacimiento de los hi­ jos; en los aiguientes la reduce significativamente, con el con­ siguiente incremento de la fecundidad. De resultados opuestos, en los que el parentesco p~ rece relacionado con una reducci6n de la fertilidad, son las ~ 196 vestigaciones de GEORGES y JACQUARD (1968) en el departamento de Vosges y REID (1976) en la isla de Ceilan. d2) Mortalidad infantil En general se sefiala una asociaci6n entre parentesco y mortalidad en los primeros meses de vida (BOOK, 1957; FRASER y BIDDLE, 1976; FREIRE-MAIA y KRIEGER, 1975; FREIRE-MAIA y TAKEHA­ RA, 1977; GEORGES y JACQUARD, 1968; MA.RCA.LW et al., 1964; RAO e INBARAG, 197?; SEEMANOVA, 19?1; SUTTER y TABAR, 1953), siendo en 1a mayoria de los casos no significativas las difereneias. -En Los Nogales se han eneontrado tendencias opuestas en uno y otro periodo, lo que impide demostrar la asoeiaoion en­ tre ambas variables. d3) Supervivencia La supervivencia de la descendencia ha sido ealcula­ da por SCHULL y NEEL (19?2) hasta la edad de 21 afios, por YAMAGg CHI !! !!• (1970) basta los 12; KUMAR et al. (1967), ROBERTS y - BONNE (1973) y SCHULL y NEEL (1966) basta los 15; REDDY y RAO (1978) solamente hasta los 4 afios. En otras ocasiones se hace r~ ferenoia a la mortalidad prerreproductora sin especificaci6n al­ guns. En la mayoria de los cases, a·e detecta una disminu­ ci6n de la supervivencia de la descendencia, en asociacion con - la consangufnidad parental (FREIRE-MAIA y TAKEHARA, 1977; FRIED 197 y DAVIES, 1974; KUMAR et al., 1967; REDDY y RAO, 1978; ROBERTS, 1969; SCHULL y NEEL, 1966; SCHULL et al., 1970 a; YAMAGUCHI et !£., 1970), siendo generalmente poco importantes las diferencias. E!ecto contrario lo sefialan ROBERTS y BONNE (1973) en dos grupos samaritanos. SCHULL y NEEL (1972) detectan entre los matrimonies consanguineos, un exceso de embarazos y nacidos vivos, pero la - ~ertilidad neta se situa al mismo nivel que los no consanguineos, Lo atribuyen estos autores a un efecto compensatorio: la menor - probabilidad de supervivencia sa compensa con un exceso de fert! lidad. Resultados semejantes aparecen relacionados con cruzamie~ tos desventajosos, tales como los derivados de las incompatibil! dades fetomaternas para algunos sistemas eritrocitarios (FUSTER, 1977). En Los Nogales, e1 efecto compensatorio sefialado por SCHULL y NEEL (1972) se comprueba en e1 periodo 1900-1929, en e1 que queda patente la menor probabilidad de supervivencia de los individuos nacidos de cruzamientos entre parientes. Sin embargo, el tamafio familiar final 2,74, es practicamente el mismo que en el resto de los cruzamientos, lo que indicaria su procedencia de familiae con una fertilidad m'ayor. En el primer periodo no se eg cuentra lo que se acaba de deacribir, puesto que a una mayor fe~ ti1idad parece superponerse una mas elevada probabilidad de su­ pervivencia. d4 ) Infertilidad Va a considerarse esta, como la proporcion de !ami­ lias que no han llegado a producir ningUn hijo nacido vivo, an- 198 tea de acontecer el fin de la union. DOLINAR (1960) en la isla de Susak, entre 53 families consanguineas encuentra un 13% de infertilidad, !rente a un 7~ - de las no consanguineas. En otra poblaci6n, GEORGES y JACQUARD - (1968) calculan una diferencia de un Z~, la cual es no s~gnific~ tiva. Por el contrario en Los Nogales, la infertilidad es menor entre los oonsanguineos, siendo ello responsable en parte, de su mayor tamafio familiar (cuadro 33). En Espana solamente han relacionado consanguinidad y adaptabilidad BERNIS (1974) y BERTRANPETIT (1981), con d~feren­ cias poco importantes por lo que respecta al numero de h~jos. Cabe preguntarse si las diferencias entre matrimonios consanguineos y no consangu!neos, aunque pequefias en si, pueden ser respuesta a la heterogeneidad de variables que, se .vera mas adelante, tienen una cierta importancia en la determinac~on del tamafio familiar. Estas variables son: edad al contraer matrimo~ nio y al experimentar la primera maternidad, duraci6n de la unian, edad de defunci6n de la madre, periodo reproductor y proporci6n­ de descendencia ileg!tima. En el cuadro 35, se presentan los valores correspon­ dientes a los matrimonios celebrados entre parientes y a la po­ blaci6n global (en la que aquellos incluyen). SegUn que el valor de las citadas variables favorezca, o desfavorezca te6ricamente (tal como se comentara en el apartado siguiente), la fertilidad de las uniones consanguineas., agruparemos aquellas en dos grupos: 199 a) - La edad media a la primera maternidad y a1 contraer matrim2 nio, son en ambos periodos, ligeramente inferiores en las - !amilias consanguineas. - La duraci6n de la union es superior, sobre todo en el periQ do primero, entre los matrimonies consanguineos. Ello podrla deberse, a una mayor proporcion de uniones en primeras nup­ cias entre estos ultimos. - El periodo reproductor es mas dilatado entre las familiae - consanguineas basta el afio 1900, siendo practicamente nulas las diferencias a partir de dicha fecha. b) - La edad de defuncion femenina, es imperceptiblemente menor en las uniones consanguineas. En cuanto ala migracion, la,frecuencia de patrilocalidad­ no difiere entre los matrimonies consanguineos y los globa­ les. Parece existir sin embargo, una mayor tendencia a eel~ brar matrimonies entre parientes dentro de la misma aldea, lo cual ae ha visto (apartado 2.4.A.c) que en esta poblaci6n va asociada a una reducci6n de la fertilidad. Puede afiadirse para finalizar, que las frecuencias - de nacimientos ilegltimos son semejantes en ambos grupos, suce­ diendo ademas que, para el resto de las variables, los promedios en uno de los grupos caen dentro del intervale de confianza del otro. % MATR. EDAD EDAD DURAO. EDAD PERIODO PER. CLASE ENDOGAMIA. ILEGT. TIPO 11 11 MAT. MAT RIM. ONION DEFUNC. REPRO D. - -- A = 0•625 0'250 90'625 23 '774 24'467 30'531 58'645 14'438 C. 0 = 0 1 581 (0'91) (1'40) (3'23) (3'39) (1'44) 1 A.= 0'602 -0'223 85'220 25 t 142 25'551 26'116 59 '073 12'210 'NO 0 0 = 0'295 (0 1 20) (0'25) (0'59) (0 '70) (0•28) A = 0'571 0'125 89 '130 25 1020 24'688 29 f 125 61 '227 10'083 0 c = 0'532 (0'72) (0•72) 2' (2 166) (2'99) (0 1 96) Ji.; = 0 1665 o• 153 81•880 25'903 25'412 28'112 62'565 10 '703 NO 0 c = 0'327 (0'25) (0'28) (0'67) (0•86) (0'29) CUADRO 35 .- Valores de diversas variables reapecto al tipo de matrimonio ( C = entre parientes; NO c = poblacion general). Entre parentesis errort!pico. N 0 0 201 2.4.B. CUANTITATIVAS a) Ilegitimidad En el apartado 2.2., se ha comentado la contribuci6n de la reproducci6n premarital, a la estima del tamafio familiar. Ahora se desea expresar la incidencia de este tipo de descenden­ cia (que incluye 259 casos), en cada familia. Esto viene expres~ do en la parte superior del cuadro 36, en el que se observa una disminuci6n en el tiempo, de la proporci6n de hijos ilegitimos - por familia, manteniendose sin embargo, practicamente invariable la contribuci6n de estos, respecto al total de los nacidos vivos. Ello es resultado de la simultanea reducci6n del tamafio familiar. Tal como se expresa en el cuadro 37, la correlaci6n entre la proporci6n de hijos supervivientes a los 15 afios e hi­ jos ilegitimos, respecto al total de nacidos vivos, no presenta probabilidades inferiores a 0,05, lo que impide demostrar una m~ nor viabilidad de la descendencia de las familias, con mayor nu­ mero de concepciones premarrtales. Lo anterior no hace ninguna - presuncion sobre aquellos otros individuos, que carecen de toda referencia materna o paterna, y que no es posible, por ausencia de un posterior reconocimiento, asociar a una unidad familiar - del tipo de las aqui consideradas. 202 VARIABLE 1871-1899 1900-1929 1930-1977 N 690 580 126 (A} 111EDIA 0'223 0' 153 0•127 ERROR 0'023 0 1 021 0'034 N 64-9 550 117 (B) :MEDIA 0•057 0'041 0'052 ERROR 0 1 006 0 1 006 0'016 (A) = N2 medio de hijos ileg!timos por familia. (B) = Proporcion de hijos ileg:ft.imos respecto al total de hijps nacidos vivos. CUADRO 36 .- Descendencia anterior al matrimonio. Familia:a con fecha de fin de union. 203 lBZl-1822 1900-1929 1220-12zz NQ PARES 648 543 112 R -0,035 0,016 0,061 p > 0,05 > 0,05. >0,05 CUADRO 3?.- Correlaci6n entre la prop9rci6n de hijos su­ pervivientes respecto a1 total de nacimientos, y la proporci6n de estos anteriores al matri­ monio. b) Edad de maternidad y periodo rcproductor • "Dentro de una poblaci6n no malthusiana, la difere!_! ciaci6n en los niveles de fertilidad, esta en opinion de HENNE­ BERG (1976), determinada principalmente por la duraci6n de los interva1os entre nacimientos, jugando papeles de relati vamente ·­ menor importancia, las diferencias en las edades de comienzo y terminaci6n de la actividad reproductora 11 • El cuadro 38, muestra en valores absolutos e1 mime­ ro de descendientes correspondientes a cada edad materna, impl! cando un total de 6839 nacimientos, es decir el 58,5% de los r_!! gistrados en Los Nogales durante a1 periodo considerado. A partir de los 17 afios de edad podria situarse el 204 HIJOS NACIDOS VIVOS HIJOS NACIDOS 18'71- 1900- 1930- 1871- 1900- EDAD -1899 -1929 -1977 EDAD -1899 -19?9 13 1 32 181 157 14 1 1 33 212 142 15 5 34 181 149 16 4 3 35 178 • 127 17 13 12 1 36 152 145 18 20 26 2 37 156 125 19 42 35 4 38 166:> 105 20 62 57 7 39 114 96 21 86 61 15 40 130 106 22 104 86 12 41 83 79 23 115 88 13 42 79 54 24 154 110 18 43 52 52 25 165 124 24 44 33 23 26 178 138 13 45 25 20 27 163 156 18 46 10 9 28 179 135 25 47 4 7 29 174 134 21 48 3 30 199 155 21 49 2 4 31 186 134 25 TOTJ\JJ 3607 2860 CUADRO 38.- Reproduccion espec!£ica por edad materna y periodo. VIVOS 1930- -1977 18 20 20 13 12 12 18 5 12 9 4 4 5 372 205 limite inferior de la distribuci6n, siendo anteriormente a esta muy escasas las maternidades. Se han detectado un total de 3 c~ sos menores de 15 afios, cuya precocidad no puede atribuirse de ninguna manera a error, puesto que t~les edades fueron verific~ das con la fecha de nacimiento. Por el mismo procedimiento, se ha comprobado una eierta tendencia en los registros, a increme~ tar las edades de maternidad tempranas y a reducir las tardias. En la figura 41, se representan las frecuencias rel~ tivas correspondientes al cuadro 38. Llama la atenci6n la simil! tud entre periodos, debiendose gran parte de las oscilaciones - del ultimo de ellos, al menor nUmero de casos. JACQUARD y WARD (1976), citan como una consecuencia de la reduccion de la mortalidad infantil, la disminucion del t~ mafia familiar, y a au vez de la edad de maternidad. En Los Noga­ les sin embargo, la edad media de maternidad tal como se indica en el cuadro 39 ha permanecido invariable hasta 1929, reduciend£ se desde entonces apenas 0,8 ~os. Resulta llamativo que esta me nor edad media de maternidad, vaya acompafiada por un retraso, de la realizacion de la primera reproduccion, lo cual parece indi­ car que la·citada reducci6n, seria resultado del acortamiento­ del periodo reproductor, dado por una menor edad media de la m~ ternidad (cuadro 39). Esta estaria originada por un tamafio fam! liar mas reducido, probablemente como consecuencia de algfrn ti­ po de limitacion voluntaria de los nacimientos. .,. 7 6 5 4 3 2 0 f. •• I• ,. J I I I ' I I I I I ; I . ' : I I I . ' : I t ' • ! : : ' . ~ ! I.\ ! ' . ' . . . ' • ' I \l FIG. 41.· FERTfLiOAO POR EDAD MATERNA. . . ~ I t \ I \ I • ' •, ' ' t ~---' -PERIOOO 1 2 3 ANOS /\) 0 0\ 207 1871 - 1899 1900 - 1929 1930 - 1977 VARIABLE N LIEDIA ERROR N MEDU1 ERJlOR N MEDIA ERROR ----- ------ ---- EDAD MEDIA DE JJATEJUIIDAD 639 31 1 05 8 0 I 17 3 546 31'039 0•222 117 )0• 204 0 1 504 EDAD PR!UERA MATERNIDAD 639 25 1 142 0'201 546 25'903 0 1 250 117 27 I 120 0 I 536 FDAD ULTIMA L!ATERJHDAD 639 37'351 0'241 546 )6•606 0 1 282 117 33'684 0 1 604 PERIODO REPRODUCTOR 639 12'210 0'275 546 10'703 0'295 117 6•564 0'549 CUADRO 39.- Edad de maternidad y periodo reproductor: fami­ liae con fecha de fin de union. Conviene senalar la an6mala relaci6n existente en - Los Nogales, entre la edad matrimonial media femenina y el prom~ dio de las edades a la primera maternidad, siendo esta eiempre - inferior a aquella (cuadro 18). Lo anterior muestra de nuevo, la elevada proporci6n de concepciones que preceden al matrimonio, - pudiendo concluirse que cuando la tasa de ilegitimidad.de una PQ blaci6n es elevada, la utilizaci6n de la edad de la mujer a la - primera maternidad, es mas apropiada que la edad al matrimonio. Debido a ~sto no se encuentra, a diferencia de lffiNRY (1979), co- rrespondencia entre el retraso en la edad matrimonial, y la pro­ longaci6n de la experimentaci6n de ~a ultima maternidad, pero si entre esta y la edad a la prim~ra maternidad. En el cuadro 40, se han recogido las edades medias - para algu.nas pa.ridades. Durante los dos primeros .Periodos, el 1! gero retraso de la realizaci6n de la primera reproducci6n, se - compensa a partir de la quinta paridad, de forma. que la edad a - 18'71 - 1899 1900 - 1929 1930 - 1977 PARID.Al> N 1IEDIA ERROR N MEDIA ERROR N nmnu ERROR - - - -- 1 639 25 '142 0•201 546 25'903 0•250 117 27 '120 0'536 2 593 27 '632 0 f 2CJ7 491 28•069 0'253. 86 29 I 116 0 1621 3 537 29 •620 0'204 433 30'307 0 1 280 63 31 f 254 0'657 4 471 31'535 0'207 368 31 '7 85 0•269 41 32'536 0'733 5 405 33'852 0 1 220 300 33'357 0•282 29 34 '103 0'981 1\) 0 6 328 35'643 0'240 228 35'044 0'310 20 36'340 1'082 OJ '7 247 37 '053 0'257 163 35'939 0'335 8 157 37 '726 0'287 120 37'317 0'371 9 109 39'046 0'338 93 38'882 0 1 406 10 60 39'800 0'459 50 39'000 0 1485 11 32 40 '375 0'502 33 39 I 879 0'494 12 15 40'933 0'777 21 41 '048 0'705 CUADRO 40 .- Edad media de maternidad para cada paridad. 209 la ultima maternidad, se modifica aproximadamente en la misma - eantidad que lo habia hecho la primera. En cierta medida tambien sucede as1 en el tercer periodo. En definitiva los cambios descritos, conducen a una importante limitaci6n de la duraci6n del periodo reproductor, - ·el cual del primer al tercer periodo se reduce en casi un 5~~, mostrando una clara relaci6n con la variaci6n del tamano fami- liar (ver cuadro 23). El cuadro 41, presenta el grado de asociaci6n entre el valor de la edad media de maternidad, y la duraci6n del peri~ do reproductor dentro de cada familia. Los coeficientes de corr~ laci6n positivos indican una variaci6n de ambas variables en el mismo sentido, siendo las ecuaciones de las rectas de regresi6n muy semejantes en los tres periodos (ver figuras 42 a 44). Sin embargo, estrictamente solo pod~ia aceptarse la correspondi~nte al primer periodo, y con mayor incertidumbre la del segundo. PERIODO 1871-1899 1900-1929 1930-1977 CUADRO 41.- CORRELACION ECUACION PARES COEFICIENTE _P_ RECTA DE BEGRESION 639 0,146 <0,01 y 0,092 X + 29,918 546 0,094 <0,05 y = 0,071 X + 30,281 117 0,093 >0,05 y = 0,090 X + 29,630 Coeficiente de correlaci6n y ecuaci6n de la recta de regresi6n, por periodos: X ~ periodo reproduc­ tor femenino; Y ~ edad media de maternidad. 210 • • •• •. •· ••• •·. • • • .... • • • ••• •· • •• •x • • ...... • • • • ... •·. •. •·. •• •·. •. • • • •. • • • •• •• • ~1.0 • • t .3 l • I 2 2 Jtl. 5 • I I I • • 2 2 I I J I .t 1 t 1 1 l . I I 1 2 2 I • z t 2 1 2 2 JS.O •l l l .. 1 4 2 • I I ' t l 2 2 l 2 2 .. 2 4 I 2 2 ( I t 2 I D J1 .~ • ' 2 • 2 l It 2 ,. '¥+ I ) 2 6 2 " 2 2 , I 2 1 T • I I l I 3 3 I l l 1 E 18.0 ., l I ' I l l ' 2 .7 2 z 3 l t 1 I 2 I z z 2 I z I 2 l l ·' 2 2 I l z ·' I 2 2tt.S • I I • .~ l 1 I .l l I z I I ·' 2 l 21.0 •l 1 t + .l l l 2 .t '7 .5 • •••••••••••••••••• x ...................................................... . z.sn 7.51) u.s 11.5 zz.s 21.5 n.s o.oo s.lo 1o.o as.o z,.o 25.0 JO.o 1s.o PUI-REP FIGURA 42 .- Regresion de la edad media de maternidad sobr la duracion del periodo reproductor femenino. ( 1871-1899). •••••••••••••••••••••••••••• x .............................................. 50 • • .t .t .. s • • l .t l .t l l 2 " • l z l l • .z I l l l l .) I 3 I 2 .t z ' 5 z· l I 2 I 3 .J l , z , 3 z It 4 J z z z z 3S + ) l z 2 l 2 z 5 l .. 1 + " .z 2 2 ) l 2 5 z 1 1 ) l , I l l 4 2 f .) l z t l z 1 It .. z l It s t l 3 z l I .Jf 0 l z z l z l It 4 4 5 z 1 ~ l 3 I l .z l l ' 1 J 2 l z 3 j ) ,. ) l l 1 1 z " JO n i l l s ,. l l 4 ) 2 z l z 1 I l • • I l l 1 ' 2 2 l l l 1 ' .z 1 ] z 2 I 4 6 4 I ) z I J ) 1 2 J E ... l I 2 1 l 1 1 l 2 2 I l I .6 I I z l l l z ) 2 25 t4 l l l 1 l .. • . z l t ) l 2 • 1 I 1 I l s l 2 .z 1 I .J 2 1 I z tO ., 1 • • 3 2 .z n + • 1 10 • + .................... x ............................. ······-··········-········· z.so 'f. 50 12.'5 1 T.s zz.s ZT.5 JZ.S ,.oo 5.00 10.0 n.o zo.o 25 .. 0 30.0 )5.0 PERI-REP FIGURA 43 .- Regresion de la edad media de maternidad sobre la duracion del periodo reproductor 1cmenino. ( 1900-1929 ). " E D .. a .. E 212 .• • • • • • • • •• •. • • • t • • • • + • • • X+. • • • '• • • • •• •• • • • • •• t. • • • ••• • • t. •• • t • • • • •· •• ••* 45.'i • • ·' ~l-~ ., • • 1 . l I )lt.'5 • I • •• • t 2 l5.f' • • .t t . I •• ' I • l t z l 2 ___. Jl .s • I • .2 I .t l v- l I I za.o •l 1 • l l .! .s l l4.5 • z l • •• ·' . •• . za. o •l • • I n.s • .. . ·• ..•. • ..... •· .. x• .... • ..•• •· ••• •· ••• •· .• ·• ..•• •· ••• • .••. + ••• ·• ••• ·•· •• ·•· 1.7';0 S.BO !,.750 tZ.ZS 15.TS 19.25 22.15 o.ooo 1.51)0 r.ooo ro.so t4.oo u.so 21.oo zto.so FIGURA 44.- Regresion de la edad media de maternidad sob la duracion del periodo reproductor femenino { 1930-1977 ). 213 Se puede concluir pues, de acuerdo con WALLER (1976), que existe una posible influencia de la edad al tener hijos y la duracion de cada generaci6n, sobre la acci6n de la selecci6n po­ tencial, a traves de la fertilidad diferencial. c) Duraci6n del matrimonio ! priori, la duracion de la union matrimonial parece una importante variable determinante del tamafio familiar, ya que la capacidad reproductora de una mujer, esta condicionada tanto por su propia viabilidad como por la de su c6nyuge. La estabili­ dad del matrimonio, se ha expresado en terminos de la duraci6n - de la union matrimonial, la cual vendra dada por la fecha de de­ funci6n de alguno de los miembros de la pareja. For las razones expuestas en un apartado previo, los cuadros 42 y 43 recogen los valores de esta variable solamente - hasta el afio 1929, puesto que en el tercer periodo cabe esperar duraciones menores, por no haberse disuelto todavia una gran pa~ te de las uniones. En el ultimo de ellos se consideran dos gru­ pos de familiae: 12 "Util~s", es decir potencialmente fertiles en el momeg to de su constituci6n. 22 De entre las anteriores, se han entresacado aquellas - correspondientes a matrinonios celebrados en primeras nupcias. 214 18'71-1899 1900-1929 1871-1899 1900-1929 ----- ANOS N f N :f .A.Nos N f N f 0 .3 0'6 3 o•8 33 12 63'4 4 55'7 1 17 .4 '1 10 .3'5 34 f2 65•8 ·s 57' 1 2 8 5'7 8 5 16 35 4 66'7 1 57' 3 3 11 8 1 0 3 6'4 36 11 68 1 9 14 61'5 4 10 10'0 5 7'7 37 6 70' 1., 6 62'7 5 14 12'9 6 9'3 38 10 72'2 11 65'6 6 14 15 '7 8 11'5 39 20 76'3 8 67'7 7 8 17 '4 11 14'4 40 10 78'3 7 69'6 8 11 19'6 8 16'5 41 13 81 10 8 71'7 9 9 21'5 8 18'7 42 5 82 10 7 73'6 10 9 23'3 11 21'6 43 6 83'2 6 75'2 11 5 24- '3 6 23'2 44 6 84'5 10 77'9 12 .l 25'8 6 24'8 45 12 86•9 9 80'3 13 5 26 •8 5:· 26 '1 46 12 89'4 9 82'7 14 8 28 14 4 Z7 '2 47 7 90'8 6 84 '3 15 10 30'5 8 29'3 48 6 92'0 8 86'4 16 7 31'9 4 30'4 49 6 93'3 10 89' 1 17 7 33'3 2 30'9 50 6 94'5 8 91'2 18 9 35'2 6 32'5 51 7 95'9 3 92'0 19 6 36'4 6 34 I 1 52 2 96'3 4 93,1 20 7 37'8 5 35'5 53 2 96'7 5 94'4 21 7 39'3 5 36•8 54 3 97'3 3 95'2 22 9 41'1 7 38'7 55 0 97'3 5 96'5 23 11 43'4 12 41'9 56 1 97 '5 2 97 '1 24 8 45'0 7 43'7 57 1 97'8 6 98'7 25 7 46'4 6 45'3 58 1 98'0 1 98'6 26 12 48'9 3 46'1 59 4 98'8 0 98'6 27 r/ 50'3 2 46'7 60 0 98•8 0 98'6 28 12 52'8 7 48'5 +60 6 100'0 4 100'0 29 9 54'6 7 50'4 30 9 56'4 4 51'5 31 12 58'9 4 52'5 32 10 60'9 8 54'7 TO,rAL 489 375 CUADRO 42 .- Duracion de la m1ion matrimonial: fmnilias constituidas en prirue11 as nupcias. 215 En uno u otro caso, se aprecia un incremento entre periodoe de aproximada.mente dos aiios, siendo muy reducides las di.ferencias entre ambos tipos de familiae. Estas duraciones pr_2 medio resultan breves, respecto a las que LUCCHRrTI y CHIARELLI (19?8) indican para un valle alpino. La mayor duracion del matr! monio en el primer tercio del presente siglo, se corresponde con una elevaci6n de la edad femenino., en el momento de ncont~cer el fin del matrimonio, la cual (cuadros 44 y 45) ha aido casi de la misma magnitud, que el incremento de la duraci6n de la union ma­ trimonial. Cabe pensar que lo anterior, podria responder a una - men.or incidencia de la mortalidad en las edades reproductoras f~ meninas. MACCLUER (1979), afirma que se necesitan sustenciales - incrementos en la mortalidad antes y durante el periodo reprodu.Q_ tor, para producir reducciones en "fitness", las cuales pueden - estar complementadas por un relativamente modesto descenso de la fertilidad. FAMILIAS "UTILES PRIMERAS NUPCIAS TOTAL _!L 689 489 1178 1871 - 1899 MEDIA 26,116 26,1~21 ERROR 0,592 0,725 .JL 580 375 955 1900 - 1929 MEDIA 28,112 28,629 ERROR 0,6?4 0,873 CUADRO 43.- Duracion media de la union matrlmonial: familias con fecha de fin de union. 216 1871-1899 1900-1929 1871-1899 1900-1929 EDAD- u f N f EDAD N f N f 18 3 0'4 1 0'2 50 17 47 •9 ~ 43'0 19 0 0'4 1 0'3 51 10 49'3 44'4 20 1 0 16 4 1 '0 52 18 52'0 7 45'6 21 3 1'0 2 1'4 53 8 53'1 9 47 '2 22 6 1 '9 2 1 '7 54 14 55'2 8 48'5 23 4 2'5 0 1'7 55 13 57 1 1 16 51'3 24 9 3'8 5 2'6 56 18 59'7 16 54'1 25 14 5'8 5 3'5 57 16 62'0 7 55'3 26 8 7'0 9 5'0 58 22 65'2 11 57 '2 Z7 7 8•0 10 6'7 59 1'2 67'0 9 58'7 28 11 9'6 6 7'8 60 12 68•7 10 60'4 29 11 11 '2 13 10'0 61 14 70'7 10 62'2 30 5 11'9 11 11'9 62 14 72'8 9 63'7 31 11 13'5 6 13'0 63 13 74'7 13 66'0 32 9 14'8 6 14'0 64 21 77'7 9 67 '5 33 9 16 1 2 7 15'2 65 15 79'9 21 71 1 2 34 10 17'6 14 17'6 66 15 82 1 1 12 73'2 35 10 19 1 1 5 18'5 67 10 83•6 13 75 '5 36 11 20'7 8 19'9 68 9 84'9 6 76'5 37 12 22'4 5 20'7 69 13 86•8 15 79'1 38 13 24'3 8 22 1 1 70 16 89' 1 18 82 1 2 39 18 26'9 8 23'5 71 11 90'7 17 85'1 40 9 28'2 12 25'6 72 11 t 92 '3 14 87 •6 41 15 . 30'4 15 28'2 73 5 93'0 13 89'8 42 13 32'3 10 29'9 74 7 94'0 6 90'8 43 9 33'6 14 32'3 75 7 95'1 10 92'6 44 18 36'2 7 33'5 76 5 95'8 6 93'6 45 12 38'0 10 35'2 77 8 96'9 2 94'0 46 13 39'9 10 37'0 78 3 97'4 4 94'6 47 17 42'4 7 38 1 2 79 3 97'8 5 95'5 48 10 43'8 14 40'6 80 1 98'0 7 96'7 49 11 45'4 7 41'8 +80 14 100 10 19 100 10 TOTAL 687 579 CUADRO 44 .. - Edad de le. mujer al fin de la tmion matrimonial. GRUPO FAMILIAS "UTILES PRIMERAS NUPCIAS TOTAL ..1L 687 489 1176 217 1871 - 1899 MEDIA 51,042 51,100 ~ 0,596 0,741 ..1L 579 375 954 1900 - 1929 .MEDIA 53,490 53,059 ERROR 0,695 0,893 CUADRO 45.- Edad media femenina al fin de la union matrimo­ nial. En el apartado III.l. 3, se ha anali.zado la evo1uci6n en el tiempo de 1a tasa de mortalidad a nivel de la poblaci6n g~ neral, y en el cuadro 46, se muestra la distribuci6n en frecuen­ cias absolutas y relativas acumulativas, de las defunciones fem~ ninas que han tenido lugar durante los doe primeros periodos. - Del anterior cuadro se deduce que desde los 20 a los 50 afios, ha habido un ligero exceso de mortalidad en el primer periodo res­ pecto al segundo, el cual se mantiene y acrecienta hasta que a - edades muy tardias se iguala. Estas diferencias se expresan en - valores promedios en el cuadro 47, donde se ha distinguido entre todas las familias con fecha de fin de union, y aquellas otras - que se consideran utiles, siendo las diferencias entre ambas es­ timas muy reducidas. Despues de 1900, ha habido un apreciable i~ cremento de la edad media. de defuncion femenina, parte de la cual ha incidido en el periodo reproductor, y al mismo tiempo sobre - la duraci6n de la union. Aunque aqui no se cuantifica, los resu]: tados obtcnidos en el apartado citado mas arriba, perruiten acep- j ... 218 1871-1899 1900-1929 1871-1899 1900-1929 EDAD .N f N f EDAD N f N f 18 1 0'2 1 0 1 2 57 9 41 1 1 3 34'0 19 0 0 1 2 0 0 1 2' 58 16 43'6 7 35'5 20 1 0'3 3 o•a 59 10 45'2 5 36'5 21 3 o•a 2 1 '3 60 11 46'9 4 37 '4 22 4 1 '4 1 1'5 61 14 49' 1 5 38'4 23 3 1 '9 0 1'5 62 15 51'5 6 39'7 24 7 3'0 2 1 '9 63 11 53'2 9 41'6 25 10 4'6 2 2'3 64 16 55'8 7 43'1 26 7 5'7 6 3'6 65 16 58'3 12 45'6 'Z1 5 6'5 5 4'7 66 17 61 1 0 9 47'6 28 6 7'4 2 5'1 67 11 62 17 13 50'3 29 3 7'9 9 7'0 68 15 65' 1 7 51'8 30 2 8•2 8 8•7 69 12 67'0 12 54'4 31 5 9'0 3 9'3 70 13 69 1 0 20 58 16 32 5 9'8 2 9'8 71 15 71 '4 11 60'9 33 7 10'9 2 10'2 72 16 73'9 17 64'5 34 9 12' 3 7 11'7 73 9 75'4 9 66 1 5 35 6 13'3 5 12'7 74 23 79'0 7 67'9 36 6 14'2 3 13'4 75 12 80•9 13 70'7 37 7 15'3 1 13 1 6 76 13 82 1 9 20 74'9 38 8 16'6 7 15 t 1 77 15 85'3 7 76'4 39 6 17 '5 5 16'1 78 12 87 '2 10 78•6 40 5 18' 3 7 17 •6 79 9 88•6 10 80'7 41 8 19'6 9 19'5 80 10 90'2 9 8.2''6 42 6.· 20'5 5 20 1 6 81 8 91'5 10 84'7 43 6 21'5 5 21'7 82 8 92'7 10 86•8 44 11 23'2 1 21'9 83 12 94'6 12 89'4 45 4 23'9 5 22'9 84 7 95'7 9 91'3 46 5 24'6 7 24'4 85 8 97'0 9 93'2 47 10 26'2 1 24'6 86 7 98'1 6 94'5 48 8 27'5 4 25'5 87 4 98'7 5 95'5 49 7 28'6 2 25'9 88 2 99'1 5 96'6 50 10 30'2 2 26'3 89 1 99'2 4 97 '5 51 7 31'3 3 27'0 90 1 99'4 2 97'9 52 10 32'9 3 Z1'6 91 1 99'5 6 99'2 53 8 34'1 2 28'0 92 2 99'8 3 99'8 54 13 36'2 9 29'9 93 1 100'0 1 100 1 0 55 10 37 '8 7 31'4 56 12 39'7 9 33'3 TOTAL 633 471 CUADRO 46 .- Edad de-defuncion femenina: mn;ieres cuya "ficha de familia" presenta fecha de 'jn de union. 219 tar que haya habido una modificacion semejante, en 1a edad de d~ ~uncion de los varones que participan en la subpoblacion repro­ ductora, contribuyendo asi a prolongar la duracion matrimonial. GRUPO FAMILIAS "UTILES" ·CUALQ,UIER FAMILIA TOTAL N 633 662 1295 18?1 - 1899 MEDIA 59,073 59.308 ERROR _!!_ 0,698 471 0,673 502 973 1900 - 1929 MEDIA ERROR 62,565 0,861 63,068 0,821 CUADRO 47.- Edad media de defunci6n femenina: fami1ias con f~ cha de fin de union. 2.4.C. MODELO DE REGRESIONES MULTIPLES: APLICACION A VARIABLES CUANTITATIVAS Una ventaja fundamental del metodo de reconstrucci6n familiar aqui aplicado, es que permite conocer en alguna medida, el modo de interacci6n de factores que puoden condicionar 1a ~­ adaptabilidad de 1a poblaci6n. En opinion de JACQUARD y WARD (1976), e1 cambio de - las practicas culturales durante los ultimos 200 olios, debe hu­ ber tenido un rnarcado efecto sobrc los modelos de fertilidad y - 220 mortalidad de muchas poblaciones. De entre los !actores que pu~ den alterar la fertilidad, y por tanto influir sobre la acci6n de la selecci6n, CAVALLI-SFORZA y BODMER (1971) citan ~a edad - a1 contraer matrimonio, estabi1idad del mismo, duraci6n del pe­ riodo esteril postpartum y mortalidad; factores todos ellos que deben ser tomados en consideracion, para una completa descipci6n. de la historia reproductora total. Finalmente BOYDEN (1972) y - BENEDICT (1972), consideran el efecto de la migraci6n, a traves de una modificaci6n de 1a distribuci6n por edades, y el de la - frecuencia de viudedad, segundas nupcias y ce1ibato. La interacci6n entre varias de las anteriores vari~ bles y 1a capacidad adaptativa de la poblaci6n, se han comenta­ do extensamente a lo largo de los apartados anteriores. A cont! nuacion se pretende cuantificar el efecto de determinadas vari~ bles (las cuales van a considerarse como independientes), tales como las distancias kilometricas de migraci6n (entre los lugares de nacimiento X(4), y de residencia de los c6nyuges X(5), yen­ tre los lugares de nacimiento de cada uno de los padres y su pr£ genie X(G), X(7), edad de la madre a la primera maternidad X(~), numero de hijos ilegitimos X(27), edad del var6n X(29) y de la­ mujer X(30) al contraer matrimonio, duraci6n de este X(31), edad de la mujer al fin de la union X(32), diferencia de edad entre - conyuges X(35) y duraci6n del periodo reproductor femenino X(38), sobre las tree variables "dependientes", que expresan el efecto de la fertilidad y mortalidad diferenciales en cada familia: nu­ mero de hijos por familia nacidos vivos, supervivientes a los 15 afios,y muertos antes de cumplir 1 afio. Hay ante todo que sefialar 1a exiatencia de a1guna CQ rre1aci6n entre determinadas variables "independientes", tales - como t"os cuatro tipos de distancias de migraci6n, edades al ma­ trimonio y su direrencia y edad a 1a primera maternidad. Respecto a las variables dependientes, la mortalidad infantil pareee estar corre1aeionada positivamente con 1a ferti- 1idad. Seglin HEER y BOYNTON (1970), hay buenas razones para pen­ ear que una mortalidad infanti1 elevada puede inducir a una ma­ yor fertilidad, pero tambien es cierto que un tamano familiar - considerable resulta en una morta1idad infantil mayor (ALSTROM y LINDELIUS, 1966). Sin embargo CHANG et al. (1979), consideran­ que "la relaci6n es correlacional, no causal". Ha de afiadirse - que FRISANCHO et al. (1976), encuentran asociaci6n entre la mor­ talidad infantil y el nUmero de nacimientos, pero no con el de - supervivientes al estado adulto. En lo que sigue, van a calcularse las ecuaciones de regresi6n mUltiple para cada una de las tres variables dependieB tea, y para los·periodos: 1Q 1871 - 1899 2Q 1900 - 1929 3Q 1930 - 1952 La aplicaci6n de la regresi6n cuantifica 1a relacion entre variables, cuando el valor de una de ellas se ve afectado por la. modificacion de los v:alores de loa demas. La variable 222 afectada es la dependiente (predicha) y las independientes son las que predicen. Como se ha indicado en el apartado II.4., el modelo de regresiones multiples puede ser repreaentado por la ecuaci6n general: donde y es la variable dependiente analizada, a es la ordenada en el origen expresando el valor medio de y cuando x1 , x 2 xi son iguales a 0; b es el vector de los coeficientes de regr~ si6n parciales, con elementos b1 , b2 •••• b1 midiendo la varia­ cion media de y por cada unid~d de variacion de la correspondieg te x; x1 representa la serie de variables independientes las -­ cuales pueden influir sobre y. Primeramente van a considerarse 12 variables indepeg dientes, presentandose los resultados a partir del cuadro 48. En ellos ha de dirigirse la atenci6n bacia los valores del coeficie te de correlacion R, y del coeficiente de determinacion multiple R2 , el cual indica la validez de la regresion (para valores su­ periores al 0,5), junto con los valores de P(TAIL), que haran­ la regresi6n multiple aceptable cuando sean inferiores a 0,05. Los coeficientes de regresi6n parciales y las constahtes corre~ pondientes a cada variable permiten expresar la ecuaci6n de la regresi6n multiple. for ultimo, loa valores de P(2TAIL) perten~ cientes a cada variable independiente, muestran la cantidad de informacion proporcionada por cada una de cllas, de forma quo - .,.UL TT Pl ~ R 0.900t STO. ERROR OF EST. 1.2840 M'J l TT P L E R.- S OU A R. E 0.8103 ~N~LYSTS OF V~RIA~CE SUM OF SQUARES OF MEAN SQUARE F RA TI 0 P(TAfU RF.GRESSTON 3274. 116 13 251.855 15 2.151 o.ooooo RES TDUA L 766. 660 465 1. 649 STO. REG 'I!.RT ~BLE COEFF!C!ENT STO. ERROR COEFF T ?lZ TAIL) • t C1N$T.\NT 1.4406 0-"1M-N4C 4 0.042 o. 0 31 0.426 l. 344 0.180 ::1-.~t~-RES 5 0. Ot 3 o. 013 0.020 0.952 0.341 ':1-PA-HT 6 -0.041 o. 031 -o. 295 -L. 3 2 8 0.185 0- ~L'\- H t 7 -0.041 o.o 31 -0."306 -1.328 0.185 El'l,\ 01'11 a o. t 19 o. 033 o.zos 3 .. 583 o.ooo [\) [\) L.EGTT"TM 27 o. 210 o. 123 0.049 1. 704 0.089 \.14 EO -H-~1\ T 29 o. 249 t.-966 0.556 0.134 0.894 SC'-~-Iolt\!' 30 - o. 41 g 1. 9 66 -0.840 -0.224 o .a23 "l'J~A-UNT 1 t -a. o 46 o. 0 26 -0.244 -1.757 o.oeo ED-~- FiN 32 ('). 03 7 o. 0 26 0.200 1.420 0.156 C:O-DEF-I"f 33 0.002 o. 005 0.012 o. 403 0.607 orF-M4T 35 -0.256 1.666 -o .516 -0.137 0.891 0 :Rr-~f.P 38 0.378 a. o 12 0.919 30.268 0 .o CIT!illRO 48 .- Regresiones mUltiples en el primer periodo. Variable de:pendiente : hijos nacidos vivos por ft:.milia. MU!.TT P! E R 0.8968 STD. ERRrJR OF EST. 1.4002 ~ULT£ PL~ R·SOVARE O.B04Z ANI\I.YS!S OF oJJ\~lAt.JCE SUM OF SQUARES OF MEAN SQUARE F RATIO PITA!LJ REGiHSSIO'J 2o66. 077 13 20 5. 093 104.604 o .ooooo- RES !DUAl 64'3.948 331 1. 961 STD. REG VARl ASLE COEFFICIENT SfO. ERROR CfJEFF T PC 2 TAIL) - ' ( CO)J$ TANf 1.5623 O·MM-NAC 4 o.oo5 o.oto 0.057 0.455 0.650 D-~M-RES 5 o. 000 0~016 0.001 o.ozs 0.978 0-PA-Hf 6 -o. 01')5 0 .o ta -0.046 -0.467 0.640 0-MA-HT 7 - o. a 11 o. 0 10 -0.083 -1.012 0.312 ~0 I\ OM 1 B o. 106 a. a33 0.205 3.2 56 a .oo 1 N Tl E G r iH, 21 o. ') 46 a. 1 79 o.oas a.259 0.796 1\) ~ = (}- H- f1A T 29 o. 077 2.230 0 .160 0.035 0.972 E0-~1- MAT 30 -0.249 2. 2 30 - 0. 490 -0.112 0.911 DURI\-IJtiT 31 -o. 035 O.J 36 -o .197 -0.990 0.323 :D-~-FTN 32 o. 0 39 o. 0 36 0.204 1.044 0.297 ED-DE 1=-H 3) O.'JO?. 0.006 0.014 . o. 425 0.671 ()T F-MA i 35 - o. t n 2 2.230 -o .21s -o .a 46 0.964 PER r.-~EP 39 0.395 0.015 0.894 26. 75 7 o.o CUADRO 4.8 (conti.nuacion).- Regresiones mUltiples en el segundo.:periodo. Variable dependiente ~ hijos nacidos vivos por familia. !-1UL T[ DLS R. 0.91';4 STD. ERRO~ OF EST. 1. 13 94 r1tJL TT PLE FI.-St'JUA:~I= o. 8379 ~N~LYSIS OF VARIANCE SU~ OF SQUARES nF ~EAN Si.iUARE F ~ATIO PtTAILl RFGRESSION 154.361 12 '12.Ec3 9. 90 9 c. ooouo RE SI:')UAL 2 9. 861 23 i.299 STn. REG VARIA1LE COEFFTC!F.NT STO. ERROR COEFF T P( 2 TAILJ -- (Cr)N$TANT 1 .o 205 D-M~-1\11\C 4 o. 182 o. 111 0.790 l.6 29 0. ll 7 [l-~1M- RFS 5 -0. 157 o.oc6 -0.263 -2. 3 7 8 0.026 1)-D ,\-H! 6 -o. 1 :i 1 0.106 -o. 79~ -1. TO 9 0. l 01 LJ-t-1.\-H r 7 - Ool53 c. 1 19 -0.145 -1.:302 0.206 Fll:\ Dl1l !j 0.043 0. 1 17 0.103 o. 3 71 0.714 N It.: r. r Tt :.~ 27 -0.092 o. 655 -0.01.7 -0.140 O.~YO N [ ~ -! I .. 1·1 ,\ T 29 n. o zo o.oe:o 0.045 o. 3 33 0.742 \J'I Ei)-1-'-'·',\T '30 - o. :-s oq o.o 96 -0.757 -::i. 2 0 2 O.OC4 (.l'J'J,fi-U'I f 3 l -0.241 c. 14 l -t.3l4 -l.7LO 0 .1 0 l CD-r~- r= ~ N 32 0.24~ U.l99 t. 3 2 2 l. J 12 0. 2 03 GD-Oc F=-M 33 -0.003 0 .o E3 -o .o t u -o. o 36 o.l17l !) r r= -~"~ 11.r 3S REDUNDANT VAR. fl': R! -R:!P 33 0. 3 96 0.060 l .o 35 o.5o9 o.ooo CUADRO 48 (continuacion).- Regresiones mUltiples en el tercer periodo. Variable dependiente : hijos nacidos vivos por familia. 226 cuando P(2TAIL) es mayor que 0,05, tal variable no aporta mucha informacion a la regresi6n multiple. El cuadro 48, muestra los parametros que describen - la regresi6n multiple de la variable y = hijos nacidos vivos, s~ bre las ya citadas variables independientes. Solamente pueden aceptarse como validas, las regre­ siones parciales sobre el periodo reproductor y la edad femenina al experimentar la primera maternidad, en los periodos primero y segundo. En el tercero sigue siendo significativa la regresi6n - parcial sobre el periodo reproductor de la mujer, apareciendo otras doe variables independientes con efecto, las cuales son la edad marital femenina y la distancia entre los lugares de reside~ cia de ambos c6nyuges. Se ve pues que la variable con e£ecto mas continuado ha sido la duraci6n del periodo reproductor. Es compl~ jo encontrar una relaci6n causal entre ambas variables,puesto que aquel mas que condicionar la fertilidad, viene determinado por - ella. En ei tercer periodo, la-·variable X( B) pierde importancia a favor de la edad de la mujer al contraer matrimonio. Una posible explicaci6n para esto, podria estar en - la disminucion de la tasa de ilegitimidad despues del ano 1930, lo que reduciria el desfase entre la edad a la primera materni­ dad y edad al matrimonio (apartado 2.4.B.). Resulta dificil comprender la mayor importancia de - la variable X(5) en este periodo, dado que tal efecto no es v-.•:i.·­ dente en los doe anteriores. Al mismo tiempo el coeficiente <·•. - 227 regresi6n parcial ha invertido su signo. Los coeficientes R2 de determinacion multiple son - bastante elevados en los tres periodos, manteniendose por.enci ma de 0,8, valor superior a los encontrados por ADAMCHAK (1979), FRISANCHO et al. (1976), HEER y BOYNTON (1970). Si se toma como variable dependiente el numero de hi jos supervivientes por familia, R2 se reduce a 0,70, 0,75 y 0,74 para cada periodo respecti vamente ( cuadro 4-9). Las coincidencias con el caso de los hijos nacidos - vivos, afectan solamente al periodo reproductor durante los tres periodos, siendo validos aqui las mismas consideraciones que se han hecho previamente. Despues de 1930, la edad de la mujer al - casarse sigue siendo importante. Surgen sin embargo, otra serie de variables que hasta ahora no habian revelado su influencia, - tal como la duracion de la union matrimonial (periodos 1 y 2). Llama la atenci6n el hecho de que esta asociaci6n, no se haya d~ tectado con X(23) como variable dependiente, ya que intuitivameg te parecer!a mas Claro el efecto de la duracion de·l matrimonio - sobre la fertilidad, que sobre la supervivencia de ln dcscendcn- cia. La edad de defunci6n de la madre, presenta P(2TAIL) inferior a 0,05 solamcnte en el periodo 1871-1899. La relacion entre esta variable y el numero de hijos supervivientcs result~ ria evidentc, pero surge la prcgunta de por que no so ha preseg tado esta correspondencia a partir del aiio 1900, nuponiendo que M:JL rt PL F. R ().3484 STD. ERROR OF EST. 0.9831 ~ULTtPLE ~-SQUARE O.l2t3 ~NALYS!S OF V4R!A~CE SUM 0 F 5 Q\J AR. E S OF MEAN SQUARE F RATIO P(TAIJ.)· ~EGRESS!ON 6 z. 073 13 4.775 4.940 o.ooooo R E 51 OU A I. 449.452 465 o. 967 STD. REG VARIABLE COEFFYC!E~T STD. ERROR COEFF T Pt2 TAIL) ( CO~ST4'4T 0.3021 1')-M~-NAC 4 0.016 0.024 0.507 0.744 0.458 ~-MM-RES 5 0.004- o.o 10 0 .o 18 0.404 0 ~687 0-PA-H! 6 -o. o 1 q .o. 024 -o. 381 -o. 797 0.426 D-~1\-Ht 1 -0.019 o.o 24 -0.407 -0.823 0.411 EO~ OM 1 8 o. 060 o. 025 0.295 2.3 81 0 .o 18 1\) 1\) Ill:GffTM 27 O.Ot3 0.094 0.009 0.141 o.aas CD E:1-1-1-M4. T 2q -a. oo9 l.429 -0.057 -0.006 0.995 ~0-M-"" ,\f 30 -o.otz 1. 429 -0.068 -o. ooa 0.993 f)U~A-UN! 31 0.017 o.o 20 0.248 o. 930 0.407 ~!)- H- F f N 32 - o. 0 26 o. 020 -0.391 -1.269 0.198 ~CI-O:F-!-4 33 -o.oo~ o.oo4 -0.101 -1.577 0.116 OfF -M .\ T 35 o. nt 3 1.429 0.073 0.009 0.993 ?E R.I- REP 38 0.063 o. 010 0.432 6. 616 o.ooo CUADRO 49 .- Regresiones mUltiples en el primer periodo. Variable dependiente : hijos par familia, muertas antes de cumplir un ana. ~·JL if D! ~ R 0.31711 STD. ERROR OF EST. a. 9736 HULTT?LE ~-SQUARE 0.1136 ANALYSI~ 0~ V~RtANCE SliM OF S OUAR E S OF r-'F.AN SQUARE F RATIO P l TAll. l R:GRe:S; ION 40. 19 3 13 3. 092 3.262 0 .o 00 ll RESTDU•\l 313.771 331 o. <;49 STJ. ~EG VARTABLE COE~FtCtENT STD. ERROR COEFF T Pt 2 TAILl !CON~Tt\NT 0.5004 :)-M~1-~hC 4 Q.006 0.007 0.229 0.857 0 .392 o-~1-'-~Es 5 o.ooo o. 0 ll o.oot o. 022 0.983 D-PA-HI 6 -0.0()6 0 .o 07 -0.\73 -0.821 0.412 D-r-t h- H! 7 - o. 007 o. 007 -0.155 -o.994 0.372 EDr\OMI ~ 0 .o ?.8 ('). 0 23 0. 167 l. 2 5 t 0.212 :~EGITT~ 27 - o. 1 2 s o. 1 25 -0.057 -1.0 26 0.306 !:=D-H-MAi 29 -0.003 1. 5 50 -0.018 -0.002 0.999. ~ 1-ti-/A f\ T 30 -0.019 1. 5 51 -o. 113 -0.012 0.990 D 'J ~ .\ - '.1 N ! 31 n. o t 5 o. 0 25 0.250 0.623 0 .534 Sii-H-FT'I 32 -0.020 o .a zs -0.330 -o. 794 0.429 c)-JEF-M 33 o. on2 o. 0 04 0 .04t 0.576 0.565 0 IF -1-1 t\T 35 -0.009 l. 5 50 -0.059 -0.006 0 .. 995 PE~! -11EP 39 0.049 0.010 0.338 4.753 0.000 CUADRO 49 (continuacion).- Regresionea mUltiples en el segundo periodo. Variable dependiente : hijos por familia, muertos antes de ctunplir ~~ afio. N i\) 1..0 ~·JL T I PLI: C. 0.6656 STO. EkROR OF EST. 0.7126 1'-'l.IL T! PL E R-SOUA~ E U.4431 AN4LYSYS OF VARIANCE SUM 0 F SOU ~RES OF ME.AN SQUARE. F RA TI 0 P (TAIL! Re GRE S 5! ON ~. 29 2 L2 0.774 1.525 0. Ul568 R E ~ 1 f'>IJ A L 11.690 23 o. 508 STD. RC:G VAR! ABLE COEFFIC lENT STD. ERROR COEFF T P{ 2 TAIL) , (CONS TA·~T -0.0123 l.)-M"1-N.\C 4 0.017 o. 070 0.219 o. 2 42 0. 8ll iJ-i-1t>,-R~ S 5 -0.033 0.041 -o • t 66 -0.809 Q.Lj28 :J-PA-HI 6 -0.019 a. o e c -0.252 -0.2'11 0.774 D-'-1A-Ht 1 . -0.012 0.074 -0.035 -a.l68 0.869 EDHJM 1 8 a. o 1 ~ o. 073 0 .l26 0.244 o.~o~ JL EG t r PI 21 -0.400 c. 410 -0.220 -a. 91 s 0.338 ED -H-r·lA r 2~ -0.043 0.03~ -a .2 '36 -l.l3:i 0.267 !:D-M-,.,.,H 30 -0.029 c. a to -0.205 -a. 4 6 s 0.644 ou1~ 1\-un r 3l -0.0~1 0.089 -1.309 -0.91!: 0. 369 C0-~1-F IN J2 -a. a 1 !i a. 1 1 a -0.2Ei7 -o. ts 4 0.879 1£0-D~ C-H 31 0.079 0.0~2 1.3 !B 1. 532 0.139 P l F -M 1\T 35 REDUNDANT VAR, PE K!- REP 3S o. 117 a. 038 0.907 3.105 o.oos CUADRO 49 ( continuacion) .- Regresione.s. mUJ.. tiples en el tercer periodo. Variable dependiente :.hijos por familia, muertos antes de cum:plir un ano. 1\) ~ 0 231 la asociaci6n entre ambas variables, pueda atribuirse a una di~ minuci6n de la atenci6n de la prole, que acompana al fallecimieg to de la madre. Con respecto a la mortalidad durante los 11 primeros meses de vida como variable dependiente, los resultados present~ J dos en el cuadro 50, indican valores de R2 muy alejados, con la ~ excepcion del tercer periodo, de 0,5, lo que implicaria que la - parte de la variaci6n explicada por las variables independientes consideradas, es reducida cuando se refieren a la mortalidad in- rantil de cada familia. t ~ A modo de resumen, puede indicarse que la coherencia ~ ~ entre las variables X(23) y X(25), se limita ala duraci6n del - >"- periodo reproductor, durante los 81 afios considerados, y en el - tercer peri~do a la edad marital femenina. Caben a continuacion algunas consideraciones acerca del signo de los coeficientes de regresi6n parciales. Pueden ha­ cerse tres grupos: a) Positivos en los tres periodos. b) Negativos. c) De signo alternante. "''JLTIPLE ~ n.S338 STD. ERROR OF EST. 1. 3253 MULTTPLE R-SOUARE o. 6953 ~NALVSTS OF VARIANCE SUM OF SQUARES OF MEAN SQUARE F RATIO P(TA!Ll REGRESS TON 1863.551 13 143. 350 81.613 o.ooooo RESTOUhL 916.759 465 1. 756 sro. RE~ V\R T A8LE COEFF!CTENT STD. ERROR COEFF T PC2 TAlL) (CJNSTANT l .3 ft50 1)-t·P~-N .\C 4 o. 009 0.032 0 .tas 0.269 0.786 D-M ~ -RE5 5 - o. 0 06 o. 014 -0.011 -o. 416 0.676 0-PA-I·H 6 -0.006 a.032 -0.051t -O.l9l a.649 O-M :\-1-iT 7 -o. oo7 o. 032 -0.060 .-o.2os a.838 :D.A D~ 1 B 0 .:> 22 . 0.034 0.047 a. 647 0.518 1\) fl..tG!Tt.~ 27 o. 1 t 2 0.127 0.033 0.885 0.376 \,Jol 1'\) SO-H-~Ar 29 0.196 1. 926 0.538 O.l 02 0.919 D-1~·,....\T 30 -o. 342 1.926 -o .645 -0.178 0.659 ()IJR ·\-UN T 31 - o. 079 a. 021 -0.517 -2.9 36 0.004 '=D-~-F!N 32 o.o9a o.a 27 0.526 2.946 0.003 ED-DEF-M 33 o. 0 ll o. 005 0 .o 83 2.208 0.028 0 T F-1-4 A r 35 -0.211 1. 926 -0.523 -0.110 0.913 P~R !-REP 38 0.254 0.013 0.756 19.101 o.o CUADRO 50 .- Regresiones mUltiples; en el primer periodo. Variable dependiente : hijos supervivientes por familia. ,~ u :_ rr P !....E.__! o. 8646 STD. ERR~R OF EST. 1.3455 ~0LTTPI.E R.-SOUARF. n. 1476 ANALYSlS OF VlRtANC~ S IJ~ 0 F 5 OU AR F. S OF MEAN SOUARE F RATIO P{TAtLJ RE.G~ESSTON 1774.763 13 136.520 75.416 0.00000 RES! DU ~ L 59 9. 16 9 331 t. 810 srn. REG VAP. I ABlE COEFFICiENT STD. ERROR COEFF T P( 2 TAIL) (CONST~NT 0.5965 I o-r~~- NhC 4 -o.oot O. 0 lO -0.015 -o. 1 02 0.919 0-~H-~ES ? a. oo3 o. 0 15 0 .005 o.t73 a.863 IJ-P 1\-HT 6 0.001 o. 010 a.009 0.084 0 .933 ~-!-41'1-1-4! 7 -0.003 o.o 10 -0.026 -0.281 0.779 EDA D:-1 t !=! o. 054 o. 031 a.t23 1.729 0.085 N LL ~:: c;rr r r~ 27 o. 132 0.172 0.027 o. 765 0.445 ~ \.)J ED-H-MAi 29 o. 09 t 2.143 0. t 99 0.039 0.970 F.D-M-,.,A.r ~0 -0.223 2. 1 43 -a.S18 -0.104 0.917 ()lJ q t\- U~l I 3 t -0.071 o.o 34 -a.458 -2.138 a.033 Ei1-~-~TN 32 o. 08 t o. 035 0.517 2.332 o.ozo I::J-DEr=-M 33 o. 002 o.oos o.oto o. 435 0.664 D T F -!-1 .~ i 35 -O.QQ6 2.143 -o .240 -0.045 0.964 ::>E.~I-RE? 38 a. 311 n. o 14 0.849 22.3 60 0 .o CUADRO 50 (continuacion).- Regresiones.mUltiples en el segundo periodo. Variable dependiente : hijos supervivientes por familia. l~lJL'~'lPLF. ~ o.dS98 STD. ERRI}R OF EST. l.264l r~tJL n PL!: R- SOU AQ. E .o. 1393 ANALYSIS OF VAR[ANCE SUt-1 OF SQUARES OF t.,EAN SOU ARt F RATIO P(TA!L} R.E G~E SST ON 1u4. 245 12 8.61:17 5.436 u.OOOZb I{ES!OUAL 36.754 23 1.598 STD. REG 1/~P.!ABLE COEFFICIENT srn. ERROR CO EFF T PC 2 TAILJ I 1CO"l3TA'JT 2.4029 0-f.I'-1-NAC 4 0. 131 0.124 0.652 1.060 0.300 0-M'-1-iJ.ES s - o. 148 o. 073 -0.294 -2.025 0 .oss ()-P.\-Hi 6 -0.137 0. 11 B -0.668 -1.162 0.257 D-r~·\-~ I 7 -o. 043 0.131 -0.04!> -o. 3 Zb 0.747 N c:J" 11r~ t g -0.003 c. 1 ~0 -0.009 -o. o 2 6 O.YSO VI .j:lo rtE~TTIM 27 o.7ts o. 7 26 O.lSi! o. 9 8 g 0.334 E.O -H- r-1•\ T 29 o. 0 22 0.067 o.osf.! 0.334 0. 74t (;IJ-M-1-1 4i 30 -0.3 3 -~ 0.107 -0.933 -3. 111 o.oos DUP A-'JrH 31 -O.ZbS 0.156 -1 .660 -1.698 0 .103 ~8-rt-Ft".J 32 . 0.317 o. 2 c c; 1.933 l. 512 0.144 ~n -OE r:-r~ 33 -0.049 0.092 -0.332 -0.537 O.Sc;6 J I ~-r-1 ,•, T 35 R E DUN D ANT VA R. P~P.l-RSP 3:3 . 0. 2ti5 0.067 0.850 4. 2 52 c.ooo CUADRO 50 ( contL"'luacion) .- Regresiones mtUtiples en el tercer :periodo. Variable de:pendiente : hijos superviviente.s por familia. 235 y(23) y{25) PERIODO PERIODO _oo_ _!_ _g_ _2_ ~ _g_ _2_ 4 + + + + + 5 + + + 6 + ? 8 + + + + + 27 + + + + + 29 + :f- + + + + 30 31 32 + + + + + .+ 33 + + + + 38 + + + + + + Ya sea X(23) 6 X{25) la variable dependiente, en la primera categoria se incluiria la duracion del periodo reprodu£ tor femenino, la edad de defunci6n de la mujer y la edad del v~ ron al contraer matrimonio, cuyos coeficientes han sido poniti­ voa en los tres periodos. De signo negativo fueron la edad de - la mujer al contraer matrimonio, la duraci6n de la union matri­ monial y le. distancia de migracion entre los lugareo de la madre y de la dcscendencia. Lo anterior parcco logico, pcro no reoulta tan evi­ dente la forma en que una mas elevo.cla edo.d del varon al contraer 236 matrimonio, puede corresponderse eon una mayor deseendeneia. Una explicaci6n de orden socioecon6mico, apuntaria en la direcci6n - de que una edad marital·mas elevada en el hombre, dari~ lugar a una situaci6n econ6mica mas ·ravorable para incrementar el tamafio familiar. Lo anterior sin embargo, esta en contradicci6n con el hecho de que las personas tienden a retrasar la boda, cuando su nivel de ingresos no les permite mantener una familia. Algo similar puede decirse acerca de las distancias madre-hijo, con eoeficientes de regresi6n parciales que indican que a las mayores distancias de migraci6n c9rresponden tamafios - familiares mas reducidos. Una interpretacion posible, seria sup~ ner la existencia de una correlaci6n positiva entre la edad al - contraer matrimonio (o a la primera maternidad), y la distancia de migraci6n (apartado III.3.2). Debe tenerse en cuenta que la - regresi6n parcial para estas dos ultimas variables, no es esta­ disticamente aceptable, por lo tanto podrla hablarse de una cie£ ta tendencia mas que de asociaci6n. Ademas debe recordarse que - la dependencia puede ser de indole correlacional y no dar idea - de causalidad. Si se consideran como·variaoles independientes las­ indicadas en el cuadro 51, los coeficiente R2 correspondientcs a los hijos nacidos vivos se reducen ligeramente, siendo las dife­ rencias del orden de 0,02 en los dos primeros periodos y de 0,10 en el tercero. Esto indica que la porcion de la varianza total - explicada por las variables suprimidas es muy reducida con ante- rioridad al afio 1930. • 237 14ULT1Pl~ R n.!lftT9 · srb. £1\ROR Of EST. •• 3331 PER ~!- T IPLTR-SGUAitf o. 78~4 UUtfSIS OF VlP.UNCE SU"' r:Jf SOUHE S OF H'Z AN S OJ.lRE f RAT I 0 PIHJLJ REGRESS JO., 1,0\Z.Ot.l 9 "" 5. 785 250. 824 0.00000 RHIOUll 1017.031 606 1. 771 STO. ll£:0 vu.rutr COHFI CHNT STD. ERROR tOeFF T P( 2 TAIL I ---- f CO~ST ANT t .3 ObB O•MI'I•NlC ,. O. 043 o. 029 o .r.oJ l.r. 84 0.138 D-MI't-llH 5 0. Ot 4· o.oto 0.028 1.441 O.llo9 0-P l·HI - 6 -o. Oto3 0.029 -0.286 -1.501 0.134 O•IU·Ht 7 -o. o~tz 0.029 -0.29ft -1.4 55 0.146 "EDl0141 " 0.004 0.0 Zt. 0.006 0.142 o. 887 llECtTI"' 27 -o. 359 o. 089 -0.079 -lt.035 o.ooo OURA-liNI 31 -o. 001 0.022 -0.003 -o. 029 0.971 £1)-H-f::IN lZ -o. oo5 0.022 -o .o 29 -0.245 0.1!107 1871- ll'fiU-RE P 38 o. 375 o. 011 0.901 32.113 o.o -189!) Mlll T! I'Lf R O.B6lt. STD. fRiiO~ OF EST. •• 1089 IIUL Tl 1'1.1: I(- SQUARE 0.7420 "'"'' y s ... OF VARIANCF SU•I OF SOU liRE S OF MEAN S QU AltE f RATIO PllATU REGRESST0'4 3)9. !;)t, 9 l1.726 30.b7 8 0 .vvOUO RES I DUAL 11!1.057 96 1.2JO STD. REG VAR 1 -'Ill E tOEFF I C tENT ST 0. ER POR COEFF P12 TAitt I CONS T A"'T 1.5100 0-Jt'4-IIII.C 4 O.O!H (1.0!10 ~.7Jit t. 001 0.319 0-Mti-I 2.220 0.027 fl £Gil lfl 21 -o. us 0.120 -0.014 -3. 53t, 0.001 OUQA-U"'I 31 n.o16 0.026 0.406 2. 95b 0.003 1930-1.:0-0\- FIN 3Z - o. 015 0.026 -0,411 -2.917 O,OOlo P£RJ-Il[P H 0."1'\6 o.o 12 o. 881 32.243 o.o -1952 CUADRO 51.- Regresiones multiples por periodos. Variable dependiente: hijos nacidos vivos. 238 Entre 1871 y 1929 la variable hijos ilegltimos se m~ nifiesta importante, estando su efecto enmascarado cuando las v~ r~ables X(29), X(30), X(33) y X(35) estan presentee. En el periodo segundo ademas de las anteriores vari~ bles presentan P(2TAIL) proximo a cero la edad a la primera ma­ ternidad, duracion de la union matrimonial y edad de la mujer al fin del matrimonio. Con respecto al numero de descendientes supervivien­ tes por familia (cuadro 52), los coeficientes R2 son 0,65, 0,71. y 0,?0 para cada periodo respectivamente, valores tambien infe­ riores a los obtenidos previamente. Para esta variable dependiea te, los mayores aportes a R proceden de la duracion del periodo reproductor, y si se exceptua el periodo tercero, del nUmero de hijos ilegitimos. En cuanto a los hijos muertos antes de c~plir un - afio de vida (cuadro 53), no es aceptable ninguno de los coeficieQ tes de correlaci6n encontrados. En opinion de KENDALL (1975), si n2 se conserva de- magnitud demejante al admitir o excluir ciertas variables predi£ toras, los coeficientes de regresi6n parciales en la ecuacion de regresi6n multiple, carcccn virtualmente de significado. Es la - ecuaci6n en su totalidad, no los coeficientes de los terminos i~ dividuales lo que es importante. Se vc pues que el grado de asociacion entre variables 239 MUl TT Pl f R n. !1053 sro. ER"OR OF esr. loltOJ6 ~ H'JU I PLE R-SOUlRE 0.6494 AHllYSfS OJ: VUilNCE SU\4 OF SQUAHS OF MEAN SQUARE F RATtO PIT AIL) llEG~ESSTO .. Z20Z.030 IJ 244.610 124.191 o.ooooo RESIOUlL 1193. 891 606 1. 910 H D. AEG "UIA!LE tOEFFlC fEifT STD. ErtROR COEFF T PCZ lAlLI IC!JIISH"fT 1.0446 O•I(M-NAC It 0.020 o. 0]1 0.231 0.659 0.510 O•"M•RES ~ o.ott o .. oto 0.026 1.068 0.286 ;( O•Jt•Hf 6 -o.o2o 0.030 -0.160 -o.6Sl 0.515 f 0-M4•111 1 -0.019 o.o3t -0.1 so -o. 574 0.566 It UlDHI a --0.037 0.027 -o .o8l -1.384 0.167 ~ H.l!r.ITIH Zl -o. 316 0.094 -0,.091 -3.5.85 o .. ooo OUti.A•II'III 11 -0.011 0.023 -o.on -0.490 0.624 1871-fi)•M•I:fpt 32 o. 022 0.023 O,.l'tt 0.937 0.31t9 PEJII•REP :n 0.253 o.ou 0.149 zo. 921 o.o -1899 .. It~ rf PI ~ II 0.1!444 sn. ERROR OF EST. 1.4002 Hill rr PLE R·CiOUAqF. 0.71)0 l'fllY\ I i OF HRUNCF SUM OJ: SQUARB OF MF. A!of S QJ ARE f RATIO lli!.1.I.J I'EG~EBIO'f 2Sl9.069 9 279. 185 142.701 0 .ooooo RESlDU~L 1011.651 517 •• 961 srn. REG lflPIABLE COEFFlC ffNT STD. ERROR COEFF Pl21AILI CCO~SU'Ift 0.6560 0-MM-N.\C • o.ooo 0.0 lO o.oot 0.009 0.993 1'•"'4•RB "i -o. ool O.OCIJ -0.009 -o. 176 0.101 0•fi4•H( 6 -o.oot o.oto -0.009 -o. 089 o.qzq O• .. l•HI 1 -o.oo2 o.o to ·O.Ol!l -0.159 0.!175 EOU\141 !t 0.02) 0.021 0.053 0.85~ 0.394 Hfra rtH ?1 -0.243 0.\19 -0.049 -2.058 0.040 Ollfl '\·IIi I 31 o. 031 0.025 0.192 1. 2~1 0.222 1900-eo- .. - F 1'4 32 -0.023 0.025 -0.141 -o. 91J 0.362 PUY •REP H o. 112 o.otz 0.926 26.420 o.o -1929 •"ll Tt o>L F R 0.:1151 sro. ERROR Of EST. t. 0606 M:Jl T I f>L E R-SOJUE 0,6974 11-.u 'f Sl S OF VARII\~CE su~ OF SOUAR f S f)f ~fAN SQUARE F r.u ro PITAlll RFGRESSION 249.1!56 9 21. t5l 24.5t13 o.ooouo ltESIO\.IU I 01.9~0 96 I .125 STD. REG VUIAHF C OE F F I C lF NT S T 0 • ERROR COEFF PI2TAIL) ,·cnr.s 1 ANT 1.8014 I u- .. "4-•uc 4 . o. 056 0.017 z.~21 0.123 0.471 0-'l,.·l!f:S -; -0.007 o. 013 -0.030 -o. sz 1 o. 599 D-PA-111 ~ -0.055 0.077 -2.874 -o. 114 0.471 0•14.\•111 7 -o. 061 o. 011 -0.255 -o.7a7 0.433 Enll"''' 9 -0.0132 o.o t5 -0.247 -1. 211 0.201 ILE>I Tl'l 27 -o. 2!16 0.297 -0.06( -0.965 0 .3)7 fJuq \-t•'f 1 H -0.044 o. 00 -0.280 -o. b 93 0.490 fi\-'1-F-I'-1 )2 0.057 o.06l 0.378 0.907 0.367 1930- PE-tf-olfP B 0, 237 o. ozz 0.763 10.6~<, o.o -1952 CUADRO 52.-Regresiones m6ltiplcs por periodos. Variable dependiente: hijos supervivientes. 240 dependientes e independientes, viene en gran medida condicionado por el numero y tipo de ellas que se consideren. La no coheren­ eia de la influencia de algunas variables de uno a otr~ periodo (aqu! podria exceptuarse la duraci6n del periodo reproductor), - obliga a limitar nuestras conclusiones a interpretaciones relat! vas y no absolutas, es decir teniendo siempre presente el conjua to de variabl~sque se estan considerando simultaneamente. 241 141Jl Tt PL E ll 0.3241 STD. ERROR OF EST. 1.0390 PER. ~Trf_EE-R- s o·J u E 0.)051 l'fUHH OF VA" Uf.ICE SUM OF )QJUES Of MEA-l SOUAR E F RATIO ~t!~I.!,_l! R£GilE SSI 0~ 16.199 9 8.533 7.905 o.ooooo HHOIJll 654.H5 606 I. 079 STD. REG y'qllUE COEFFICIENT STD. ERRDA tOEFf T PI 2 Ulll ------ ICHSHNT 0.3723 0-111"-wac ' 0.024 o. 023 0.587 1. 041 0.298 11-H"~-R.ES 5 -o. ooz o.ooe -0.012 -0.312 0.755 0-Pl-HI 6 -o. 024 0.023 -O.It2l -1.017 0.282 (\-HA-HI 7 -0.016 o.o 23 -0.469 -1.126 0.261 f0l041 8 o. 015 o. 020 0.070 0.756 O.ltSO JlfGIJIM 27 -O.OH 0.069 -0.043 -I. 060 0.289 OUU-II'ff 31 -o. 001 o.o 17 -0.021 -0.081 o. 931 1871-E·)-M-F HI lZ -o. o 1 z 0.017 -O.l67 -0.69/o 0.488 PEilt-REP H 0.062 0.009 0.399 6.987 o.ooo -18~9 MUlTIPLE It o.lt97 ~TO. rRROR OF est. 0.8827 MIJl TJ PI.E R.-c;ouArt~' 0.1022 -'"UYot.H OF tARIANCE SU"' OF SOIIARF.S OF HF.A"' S IJU ARE F RATIO PCTAIU IIEGRESSIO'f 45. 852 9 5. 095 6.539 o:ooooo P £$ ID\IU 402. '132 517 0.719 STO. REG VARIAI\ll' C.OEFFIC lfNT ST O. F.PR.OR COEFF T PI 2 1llll f t,..,c; fA 'IT n. t 699 0-MM-NAC .. 0.~06 0.006 0.239 0.921 o. 354 D·I'IM·P:E't ~ o. onT o. 00~ o.oH 1.125 0.186 0-P A-til 6 -0. OOf> 0.006 -0.149 -o. 876 o. 382 0-"A-Hf l -o. on5 0.006 -0.163 -o. 812 0.411 EOlOI'II B 0.030 o. 017 0.190 1.733 0.084 ll"'r.r "" ll -0.107 o.o 74 -0.061 -I. lt32 0.153 0111 A- U'll 31 o. 025 o. 016 0.445 1.599 0.1 JO £0-M- f' IN 3? -0.0::\0 0.016 - o. 533 -1. 868 0.062 1900- JOE RI-REP 3!1 0.046 o.ooT 0.345 6.241 o.ooo -·192e 1411l Tl PI f! II 0.4472 STD. ERI 0.580 n-HI'-~<~'i 5 -o. oo1 0.11(1 -0.100 -t. 071 0.281, 0-PA-~1 .... -0.022 O,Ot,O - 3.c.bl, -o.sc.o 0.!:>71 0-HA-111 , -0,026 r.040 -0.342 -0.64d o .st e .• '0-tllr.tl g -0,04') o.o '!'• -O.•tiH -I. 32~ 0.189 IU :;t ll '1 u -o. 429 0.1 54 -o .2!.14 -2.171 0.001 OUR A-IIIII H -0.05b o. 033 -1.112 -I. t.s lUG!! res de nacimiento, verificandose el hecho curio so, de qu~ mien­ tras estos se han incrementado por un factor de casi treJ veces a lo largo del tiempo, las disto.ncias entre luGares de r}sidcn- .,, 35 30 25 20 15 I .___ I I I I 1'\J -J \D I I I I I I 10 5 I 3 I 1 t 11 13 tS 21 SO 100 200 KM PERIOOO: "1" •• 2,. ..3 •• FIG. 46.- OISTRIBUCION DE DISTANCIAS PADRE-MADRE ENTRE LUGARES DE RESIDENCIA. 280 cia, aunque de forma poco importante, se han reducido. Al mismo tiempo, las desviaciones tipicas correspondientes, apenas han - experimentado variaci6n en todo el periodo considerado.. Los val£ res medianos por el contrario permanecen casi inalterados. Menores valores para la distancia marital entre lug! res de residencia, se han senalado para diversas poblaciones, -­ con factores que van de 1,5 a 5 (JEFFRIES~ al., 1976), de ahi que el empleo que en ocasiones se hace de este tipo de distancias, como aproximaci6n a la existente entre lugares de nacimiento, -­ sea una subestima del flujo genico real (HIOIDIS et al., 1973). De lo anterior puede deducirse, que una parte impor­ tante del movimiento marital registrado en Los Nogales es prema­ rital, Io que indica que una fraccion considerable de la migra­ cion, ya se ha verificado previamente a la celebracion de la bo­ da. 3.2.c. MOVIMIENTO INTERGENERACIONAL (DISTANCIAS DE MIGRACION PA­ DRES-HIJOS) • A pesar de que antiguamente, la mayor contribuci6n a la migraci6n intergeneracional, proced!a del movimiento marital, con el incremento de la movilidad en las poblaciones actuales, - esta haciendose progresivamente mas necesario tomar en cuenta el movimiento postmarital (HilltRISON y BOYCE, 1972). For ello, cuan­ do es posible determinar las distancias padres-progenie, cstas - • 281 proporcionan una mejor estima del movimiento con repercusion g~ netica, puesto que tiene en cuenta los desplazamientos poster!£ rea a la boda, incluyendo por tanto toda la migracion efectuada en un ciclo generacional {CAVALLI-SFORZA, 1958). Dicho movimie~ to puede expresarse por la distancia padre-hijos o madre-hijos, si bien comunmente se emplea la media de ambas. Los lugares de nacimiento de los hermanos pueden v~ riar, si los padres se desplazan durante su periodo reproductor. En este caso, la distancia referida al ultimo hijo de la fatria, · seria la que expresaria mejor el movimiento genetico de una a - otra generacion (CAVALLI-SFORZA y BODMER, 1971). Sin embargo, ha sido hasta muy recientemente norma habitual en las areas rurales, que el nacimLento de los hijos tuviera lugar en la poblaci6n de origen de uno de sus progenitores. Ello implicaria que la distag cia padres-hijos igualara a la mitad de la distancia ma!ital, si bien IMAIZUMI (1977) encuentra en una poblaci6n japonesa, perio­ dos en la que esta es menor que· aquella. En las figuras 47 y 48, se representan las distribu­ ciones de distancias padres-hijos y madres-hijos, separadamente. ·En ellas se contabiliza cada par, tantas veces como hijos haya­ habido en la familia, por lo que de esta forma se tiene en cuen­ ta el efecto de la :fertilidad difercncial entre individuos. Ello suponc considerar cada nacimiento dos veces, lo que totali­ za un numero de 13.896. De lu compnraci.6n de dichn.s figuras se deduce: 282 12 Ni en una ni en otra distribucion, se aprecia la dismin~ cion a lo largo del tiempo, de la clase de distanqias 0. 22 Los pares padre-hijos situados a distancia nula; superan de forma importante a los correspondientes madre-hijos, al tiempo que estos exceden a aquellos en las distancias cortas (menos de 7 Km.). A partir del afio 1930, se apre­ cia un incremento de los desplazamientos por encima de - los 100 Km. en las distribuciones padres-hijos, sin equ! valente alguno en la de madres-hijos. 32 Respecto a las distancias maritales (figura 45), las di~ tribuciones padre/madre-hijos, presentan frecupneias mu­ cho menores a partir de distancias de 1 Km., en tanto-­ que en la clase 0 son mayores. Ello supone una diferen­ cia importantc en ambas distribuciones. 42 Las distribuciones padre/madre-ultimo hijo, con la exceE cion del periodo 1871-1899, en el que existe un exceso - de progenitores a distancias superiores a 3 Km, apenas - difieren de las que se acaban de describir. Los parame­ tros de dispersion correspondientes a estas distribucio­ nes, se recogen en el cuadro 59. Del mismo se dEduce que la relacion de los valores medias de las distantias mar! tales respecto a ~quellos, es para cada periodo la si­ guiente: Padre-ultimo hijo Madre-ultimo hijo Padre y Madre-hijos 283 1871-1899 1,830 1,936 2,196 1900-1929 3,169 1,6211- 2,068 1930-1977 1,099 5,855 1,803 Los promedios de las distancias maritales son mayo­ res que las parentale·s filiales, aunque en el tercer periodo la distancia media padre-hijo casi iguala a la marital. En este mi~ mo periodo se aprecia que las distancias madre-hijo son extrcma­ damente reducidas, de lo que se deduce que el incremento de las distancias maritales despues de 1930, ha de atribuirse a una ma­ yor ~ovilidad masculina.(procedente, tal como se ha indicado, de individuos nacidos a largas distancias), al tiempo que la movil! dad femenina ha permanecido practicamente estable durante todo - el periodo estudiado, habiendose incluso reducido los promedios en el tercer periodo respecto al segundo. Las diferencias entre las distribuciones de distan­ cias padre-hijo y madre-hijo, 'son frecuentes en la mayoria de -­ las poblaciones (SUSANNE, 1976), siendo habitual que las prime­ rae superen a las segundas, lo que supondria una mas !ntensa-~ movilidad masculi.na (ABELSON, 1978, 1979; DOBSON, 1973; FHEIRE­ MAIA y CAVALLI, 1978; IM.AIZUM.I, 1977, 1978; JEFFRIES et a1., -- 1976; MORTON et al,, 1971 b; TRANCHO, 1980), si bien bajo deter­ minadas circunstancias, lo anterior puede no cumplirse (FOSTER e t a 1 • , 1978) • Los valores promedios de las distancias (padre y ma- 284 dre)-hijos, al no considerar si la introducci6n de nuevos genes en la poblacion,·se ha realizado por via materna o paterna, re­ fleja mejor el recorrido total de aquellos. En la poblaci6n que se esta considerando, ha tenido lugar un incremento regular de uno a otro periodo (c11adro 59), siendo en la actualidad alrede­ dor de tree veces superiores a los existentes a finales del si­ glo pasado, proporci6n que no difiere mucho de la experimentada por el movimiento marital en el mismo intervalo. Por ello la r~ laci6n entre ambas distancias, es la que se aproxima mas a la - proporci6n esperada de 2. Existen diversos modelos que pretenden ajustar las distribuciones de las distancias de migraci6n, a funciones mat~ maticas. Las mas simples se inspiran en leyes fisicas: movimie~ to difusional y gravitacional (CAVALLI-SFORZA, 1958); otras mas complejas tienen en cuenta el comportamiento humano (B~YCE et - al., 1967; YASUDA y KiliDRA, 1973). MAJUNDER (1977) ajust6 series de datos emp!ricos a los anteriores modelos y otros. En general los resultados que se obtienen, no son tan satisfactorios como - seria de desear, surgiendo las mayores dificultades de la inter­ vencion de factores no biologicos, que dificultan la predicci6n del movimiento. Por este motivo no se ha intentado ningUn tipo de ajuste en la p esente investigaci6n. .,. 10 60 50 30 20 10 ~·-· ,..:r--"l 0 I l S 1 I 11 13 II 31 10 100 200 KM PERIOOO: "1'" "2'· "3'· FIG. 47.- OISTRIBUCION DE OISTANCIAS KILOMETRICAS, ENTRE LUGARES OE NACIMIENTO, DE PADRES E HIJOS. 1\) CD \.11 • • ·t • ~0 40 30 ~j l j l j n 10 0 I :a S 1 I 11 13 II 20 50 100 200 KM PERIOOO:. ''1'f ..2,. "3" FIG. ·48 .- OISTRJBUCfON DE DISTANCIAS KILOMETRICAS. ENTRE LUGARES DE NACIMIENTO. DE MAORES E HIJOS. ~~-, ~,""- 1\) co 0'\ 287 3.2.D. VARIABILIDAD INTERPARROQUIAL DE LA DISTANCIA MARITAL El cuadro 60, muestra los valores promedios de las distancias maritales entre los lugares de nacimiento de los cog yuges, segan sea el var6n o la mujer originarios de cada una de las nueve parroquias consideradas. Con ello se pretende conocer la heterogeneidad interparroquial y sus posibles causas. a) Sin tener en cuenta el sexo del individuo que relaciona cada matrimonio a la parroquia, se observa una gran variabilidad entre periodos y entre unidades. Destaca Santa Maria Magda!£ na de Los Nogales como importadora de c6nyuges a muy eleva­ das distancias (28 Km.de promedio para el periodo total),-­ las cuales resultan ser del orden de 9 veces mayores que las correspondientes a Alence. Una movilidad elevada es tambien caracteristica de San Juan de Tores, con distancia marital media de 12,5 Km. A continuaci6n, y en orden decreciente ae situarian las parro­ quias de Quinta (9,1 Km), San Andres de Los Nogales (6,3 Km), Noceda (6,2 Km); seguidamente y a distancias menores Villad! cente (4,2 Km), Doncos (4,1 Km) y Alence (3,2 Km). Tanto ABELSON (1979) como MIELKE (1980), encuentran una cierta variabilidad entre poblaciones, pero no tan acusa­ da como 1a hallada a~1i. Provisionalmente podria aceptarse que el rango de - variaci6n normal interparroquial iria de los 3 a los 12.Km,- Periodo r- 2 ----------- -~ SEXO PARROQUIA. 1 N media (j N media o- N media o- Ale nee 21 1,85? 2,624- 26 3,385 3,139 6 1,667 1,?95 Doncos 133 . 4-,84-8 12,050 99 3,353 ?,94-3 23 1,130 1,941 ~oceda 126 4-,786 10,467 103 9,019 33,566 20 3,3oo 4,26? San Andres 69 6,058 13,716 57 11,614 65,430 10 1,800 2,713 Feme nino I·::-s Nogales 29 44,552 121,863 16 3,?50 6,369 7 22,143 29,289 -·~'J.llB.n ?? ;,;;a 3,394 76 10,263 51,993 14 35,.571 11.5,006 Quinta 19 14,684 32,622 24 2,?.50 2,046 9 18,000 39,933 Tores 66 2,985 3,780 49 3,082 3,?63 12 76,000 244,833 Vi1ladicente 37 5,622 19,188 36 4,222 9,262 4 ?5,.500 129,618 A:!.ence 31 4,903 9,835 19 2,368 2,888 6 1,833 1,951 Doncos 129 4,079 ?,341 108 4,426 14,075 2.5 4,440 13,?.99 Noceda 128 4,078 ?,638 113 8,867 25,689 21 3,238 4,545 San Andres 63 4,619 5,193 57 5,000 11,972 14 2,429 2,846 ?¥(-~- 1\) CD OJ • 289 exist~pdo una par~~~u~~ de comportamien~o an6malo, Santa M~ ria M~dalena de Los Nogales, sobre la que pueden estar in­ fluyemo otros factores, tales como su capitalidad adminis­ trati~ y comercial. El analisis de las conexiones interpa­ rroqubles y de los niveles de endogamia derivados de las m~ tricesde migraci6n incluidas en el apartado III.3.4. daran informci6n complementaria sobre esta cuesti6n. b) Bi seiistingue el receptor de cada parroquia por su sexo,­ suele ~preciarse para el total de los tres periodos valores simil~es. Son la excepci6n las parroquias de San Andres de Los N~ales, Nullan y Tores, presentando las dos primeras r~ dios mritales femeninos menores que los corres~ondientes masculinos, en tanto que lo contrario sucede en Tores. Por periodos, lo anterior afecta sobre todo a Santa MariaMagdalena, yen el tercero Tores y Quinta. En estos ul­ timoscasos el numero de matrimonios es muy reducido, por lo que lm variaciones pueden no ser signi.ficativas. c) Tempoml~ente la heterogeneidad es, con la excepci6n de la - parro~ia de Alence, muy considerable, destacando principal­ mente Santa Maria Magdalena de Los Nogales. Dado el numero total de matrimonios estudiados, una partede la variabilidad observada puede ser aleatoria, lo­ que nc impide concluir que los patrones matrimoniales relati vos ala migrn.ci6n, difieren en alguna medida a nivel parro­ quial~ la cual no es posible relacionar mas que en casos co!! 290 cretoa, con la superficie y poblaci6n de cada parroquia, asi como au altitud y proximidad a la carretera nacional. 3.2.E. DISTANCIA MARITAL Y EDAD AL CONTRAER M.ATRIUONIO Bajo el modelo difusional, cabe esperar una gran CQ rrclaci6n entre la movilidad y la edad al casarse (CAVALLI-SFOE ZA, 1958; MAJUNDER y MAUIORTA, 1979). Con el fin de cuantificar dicha posible asociaci6n, se ha calculado una aerie de regresiones, en las que la distan• cia marital actua como variable dependiente, y como independieg tes las siguientes: a) edad del var6n al contraer matrimonio. b) edad de la mujer. c) diferencia de edades. d) Finalmente, se ha ap~icado la regresi6n multiple sobre estas tres variables simultaneamente. Los valores correspondientes a dichas regresiones - se resumen en el .cuadro 61, excluyendo del mismo todos.los ma­ trimonies con reproducci6n anterior a la celcbraci6n de la boda, por pensar que esta situaci6n puede alterar la edad matrimonial. Loa resultados obtenidos, con valores de R muy pro­ ximos a cero, no permiten concluir en ning{m caso·, J.a asocia- 291 cion entre las distribuciones de las distancias maritales, y las correspondientes de la edad matrimonial, esperada de cumplirse - el· modelo difusional. De hecho, en diversas ocasiones se ha com­ probado que factores socioecon6micos, pueden determinar de forma mas i~ortante el movimiento marital (HARRISON et al., 1974; KilCHEM~ et al., 1974), si bien los autores citados en ultimo­ lugar, encuentran un incremento de la frecuencia de matrimonies celebrados a grandee distancias (mas de 50 Km), con la edad. Por ultimo YASUDA (1975 ), descarta la correlaci6n entre distancia·marital y edad al contraer matrimonio, de lo que se deduce que el factor de primer orden, seria la movilidad dif£ rencial entre personas, por ejemplo en raz6n de su sexo, al mis­ mo tiempo afiade que la actividad migratoria femenina, tendria un coeficiente de difusi6n mayor que la masculina, por lo que el - componente aleatoric seria mas importante entre las mujcres. . , VARIABLE PERIODO 1 2 3 y X N 466 405 91 I' (3)-(1) R 0,049 -0,037 -0,032 Ec. 1-o,;oax-o,;oG Y•0,319x+20,541 Y•-0,525x+35,793 N 467 407 92 C;)-(2) R 0,025 -0,105 -0,0?? Ec. y=0,183x+4-,086 Y•-0,915x+33,893 y=-1,296x+53,668 N 465 4()4. 91 (3)-(l-2) R 0,028 0,058 0,034 Ec. y•O,l8lx+7,78? ;r•0,444x+9,345 ;r•0,418x+l7,692 Regresiones mUltiEles P~TAILl P~TAILl P(TAIL) R2 0,002 0,011 0,007 c -0,575 34,12? 67,643 (1) -0,637 0,991 -0,405 0,99? Redundante Coeficiente variable (2) 0,958 0,986 -0,516 0,996 -1,?42 0,466 (.1·-2) 0,936 0,987 0,405 0,997 -0,409 0,813 TOTAL 0,774 0,215 0,727 CUADRO 61.- Familias con descendencia legitima: correlaciones y regresiones 2 a 2 y mUltiples. (1)= edad del var6n al contraer matrimonio; (2) Edad de la mujer; \3) v~stanc1a e~ tre los lugares de nacimiento de los c6nyuges. 1\l \.0 N 293 3. 3. MODELO DE AISLAMIENTO POR DISTANCIA. CALCULO DE IJOS PARAME­ TROS DE LA ECUACION DE MALECOT. EVOLUCION T~flPORAL. COMPA­ RACION CON OTRAS POBLACIONES. Tal como afir.man BODMER y CAVALLI-SFORZA (1968), las poblaciones humanas casi siempre se distribuyen geograficamente de forma muy irregular. Ademas su tamano, densidad y la movili- . . dad de sus habitantes no son constantes respecto al tiempo y al espacio. Debido a ello, todos los modelos existentes se apartan en mayor o menor grado de la realidad. En el "Island Model" (WRIGHT, 1943), no se tiene en cuenta el efecto de la distancia, la cual pasa a ser el elemento esencial en modelos mas reales. El concepto de aislamiento por distancia, que se debe al mismo - autor, eonsidera la diferenciaci6n local como una consecuencta - de la deriva genetica. En el modelo continuo (\VRIGHT, 1943; MAL~ COT, 1959), se supone que la densidad de la poblaci6n es constag te en cua1quier punto, y que la migraci6n es homogenea. En el -­ discontinuo (KIMURA y WEISS, 1964), cada poblaci6n se situa en­ los nudos de una red, siendo constante la migraci6n entre aque­ llas. Ambos modelos presentan una version lineal y otra bidimen­ sional, representando esta ultima, la forma mas usual de distri­ buirse las poblaciones, cuando no existen barreras geograficas - import antes. Los modelos de aislamiento por distancia deben ser - considerados como simplificaciones, pero tienen la ventaja de - conducir a formulas sencillas, que expresan la magnitud de la v~ 294 riaci6n local esperada (CAVALLI-SFORZA y BODMER, 1971). Como se acaba de indicar, el modelo de Malecot fue d~ sarrollado para una poblacion continua, siendo asi aplic.able a una estructura de poblaci6n difusa. Tiene ademas la ventaja de e~ presar la similitud en terminos del coeficiente de parentesco -­ ("Kinship"), el cual puede definirse para dos individuos (o pobl_! clones), como la probabilidad de identidad por deocendencia. Este concepto, es fundrunental para obtener informacion sobre la estru£ tura de la poblacion. Cuando los dos individuos constituyen una - pareja, au coeficiente de parentesco es equivalente al de "inbre~ ding" de su descendencia. Su valor puede predecirse a partir de - genealogias o migraciones, y ser estimado ("bioassayed") en base a fenotipos, frecuencias genicas, va1ores antropometricos o ison! mia. El parentesco tiende claramente a decrecer, con la - distancia que separa los lugares de nacimiento de los individuos, puesto que la probabilidad de poseer un antepasado comun, se bace menor con la distancia. Por tanto, dependera del flujo genico (d~ terminado por el tipo de migraci6n, es decir por las probabilida­ des que determina la distribucion de las distancias padres-hijos), de la presion sistematica, reprcsentada por la migraci6n a larga distancia ("Long range migration"), y del ta.maiio efectivo de la - poblaci6n. De esta forma, proporciona una representaci6n de la m~ yor parte de los factores, que determinan la estructura de la po­ blaci6n, y permite examinar el aislamiento por distancia. Numericruncnte, el modelo de aislamiento por dista.ncia muestra que, en poblaciones ?-nfinitamente grandes, el coeficiente 295 de parentesco (~) entre dos poblaciones 1 y j, decrece conSorme aumenta la distancia (d), de acuerdo con la funci6n exponencial donde a=¢(o) representa el parentesco a distancias reducidas (p~ rentesco local); b es una funci6n de la migraci6n a larga distag cia, 7 c es un parametro de dimensionalidad. Be ha demostrado (IMAIZUMI et al., 19?0; LANGANEY !! !!·• 1972), que la hip6tesis c=O parece razonable, en el caso de migraci6n bidimensional de poblacionee finitas, y sobre dist~ cias no excesivamente elevadas, por lo que la anterior funci6n p~ dria·de forma aproximada simplificarse: ~(d) .. a e-bd Esta ultima expresi6n es la que va a ser aplicada, a los datos de migraci6n disponibles en Los Nogales. Para ello va a seguirse el procedimiento indicado por MORTON (19?7), el cual pr~ dice la estructura de la poblacion, en funci6n del momento de segundo orden respecto al origen <~2), de la distribuci6n de dis­ tancias padres-descendencia. Bup6ngase que la frecuencia de migrantes a larga di~ tancia puede tomarse como m ,.. P (d > 4o-) Procedase a calcular nuevamente la desviaci6n tipica (~), una­ vez excluidos los migrantes a larga distancia, es decir censer- .• --- £96 vando solamente los pares con d <: 4cr • Lo que Morton denomina tamafio evolutivo de una local! dad, vendria determinado por la poblaci6n contenida en un circulo de radio r (r << o-1 ). siendo duna estima de la densidad promedio por unidad de superf! cie, y r el radio de una localidad tipo, y por tanto la distancia asignada a los pares procedentes de un mismo lugar (vease AZEVEDO. et al., 1969; MORTON et al., 1968 b). La frecuencia de migrantes a corta distancia puede e~ timarse como K "" P ( d > ., ~ o-1 ) Cuando 1a discontinuidad entre poblaciones no es muy evidente, MORTON (1977) sugiere hacer g=lO. En 1a poblaci6n que - aqut se esta considerando, se ha tomado r igual a 0,96, 1,40 y -- 3,22 Km, en cada periodo respectivamente. Dichos valores corres­ ponden a 1/7 del valor de ~1 en cada uno de ellos. Una vez conocido K, la presion sistematica, vendria - dada por la igualdad me = V m (m + 2K) El parentesco local, o correlaci6n entre gametos tonQ dos al azar dentro de una misma localidad sera: 1 • 297 y el descenso exponencia1 de ¢ con la distancia, se ajustara a b • V2 me Los valores de los parametros utilizados para la apli caci6n de este modelo, se resumen en el cuadro 62.En el mismo pu~ de observarse, que desde el primer al tercer per:i.odo, ba tenid.o - lugar una elevaci6n de la !recuencia de los migrantes a larga di~ tancia, acompafiada por una disminuc16n de los migrantes a corta - distancia. Simultaneamente, el inc·remento de r, reoultado de una mayor movilidad de uno a otro periodo, conduce a una elevaci6n de Nv. PERIODO 1 2 Migrantes a larga distancia (m) 0,00746 0,00822 0,0135 Migrantes a corta distancia (K) 0,372 0,353 0,214 Migraci6n efectiva (me) 0,0749 0,0766 0,0772 Tamafio poblaciona1 Nv 127 271 1075 Parentesco local a 0,0256 0,0119 0,0030 b 0,0575 0,0402 0,0174 CUADRO 62.- Aislamiento por distancia. Parametros de Ma1ecot. Lo anterior ha originedo un importante desccnso tanto de a como de b, quedando dicha variaci6n representada en 1a figu­ ra 49. En ella puede apreciarse la reducci6n de ~ (o) desde 2'5 2 1'5 1 0'5 0 1171. ~~~· \ ' \ ' ' \ \ \ ' ' 1100 •1029 \ \ ' \ ' ,, .... ....... .... ... 298 ..... IUO • ::~;·•••••••••••••••••••~~~-~:. •• •• •: •• - 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 KM FIG. 49 .- VARIAC ION DEL PARENTESCO CON LA OISTANCIA. 299 2 -2 2,6 . 10- basta 0,3 • 10 , haciendose al mismo tiempo, menos i~ portante el factor distancia como deterninante del parentesco. En e1 cuadro 63, se recogen los parametros represent~ tivos de diversas poblaciones. En unos casos corresponden a datos migratorios, y en otros han sido estimados a partir de marcadores geneticos. Puesto que ¢(o) es una funci6n de la presion sistema­ ~ica y de Nv, la comparacion de estos parametres es problematica, por lo que en opinion de WORKMAN et al. (1973), si no·se aporta­ informacion adicional sabre la naturaleza de las poblaciones, su confrontacion reSults poco precisa. De todas formas pueden obte- ~.~.erse. determinadas conclusiones: a) El rango de variabilidad entre poblnciones es sumamente amplio. Con anteriorldad al afio 1900, los valores de a correspondientes a Los Nogales resultan bastante eleva­ doe, algo por encima de los calculados para el archipi! lago de las Aland, pero muy por debajo de algunos aisl~ dos auizos 0 de pequefias poblaciones insulares. b esta comprendido entre 0,017 y 0,057, cifras que - apenas difieren de las correspondientes a los ejemplos que acaban de citarse. b) Incluso dentro de una misma poblaci6n, pueden sefialarse importantes modificaciones a lo larBO del tiempo (Ej. - Islas Aland). Este fen6meno ticne tar:rbien lugl'lr en J,os Nogales, pudiendo atribuir£>e la reducci6n de a,a una dl~ 300 minucion del aislamiento local. Los mayores valores de b encontrados en el periodo 1871-1899, darian lugar a un decrecimiento escalonado en la curva representada - en la figura 49, al tiempo que su decremento se tradu­ ciria en un descenso gradual con la distancia. c) Los presentes resultados, vienen a confirmar una mayor movilidad de la poblacion, ya evidenciada por las dis- tancias de migraci6n. d) Cabe suponer que lo anterior, tendra una corresponden­ cia acusada con la evolucion del parentesco medio y lQ cal, los cuales se discutiran en el apartado III.3.4. • 301 Poblaci6n 4 a.10 b.1o4 Aut or Brasil 30 20 AZEVfDO et al. (1969) Oxfordshire 48. 8618 Imaizumi et al. (1970) (Basado en-Hiorns, 1969) Jap6n 30 4820 Imaizumi (1978) Niokoho1onko 100 690 LANGANEY et al. (1972) Bedik 439 125 LAUGAllEY y GOMILA (1973) lland 1?50-99 91 360 MIELKE (1974) 1800-49 86 412 1850-99 50 400 1900-09 26 376 1910-19 18 ~64 1920-29 14 368 1930-39 3 21? 1940-49 2 214 Suiza (Cantones) 478 350 MORTON et !!• (1968 b) Micronesia 244 65 MORTON y LALUEL (1973) Pinge1ap y Mok11 606 120 Los Nogales 18?1-99 256 575 Presente estudio 1900-29 119 402 1930-52 30 174 CUADRO 63.- Aislamiento por distancia: parametros de Malecot en diversas poblaciones. 302 3.4. MODELO DE LAS MATRICES DE MIGRACION. RELACION ENTRE SUB­ .POBLACIONES. 3.4.A. INTRODUCCION Como se ha indicado previamente, la migracion actua en oposicion a la deriva genetica, reduciendo la diversidad en­ tre poblaciones. Para valorar ambos efectos contrapue.stos, el primer paso ha de consistir en la siempre dificil cuesti6n de elegir la unidad poblacional o tipo de subdivision adecuada. Las poblaciones actuales son casi siempre nuy irre­ gulares en su distribuci6n geografica; ademas su tamano, densi­ dad y movilidad pueden no ser constantes respecto al tjempo y - al espacio. Pocas poblaciones se ajustan al concepto df aislado, incluso a definiciones mas realcs, tal como la dada po? CHAVAN­ TRE et al. (1972) "todo grupo humano de efectivo reduc:.do, def_! nido con precision en el seno de la poblacion a la que pertene­ ce, y caracterizado por una eridogamia estricta, establ~cida 4e~ de antiguo y respeto.da siempre con el mismo rigor 11 • Po:- ello, - para comparar la variacion entre grupos bajo el supues~o de de­ riva genetica, aquellos pueden ser elegidos de forma a:-bitraria. El valor del tamru1o efectivo estara entonces determinalo por la unidad elegida (pueblo, parroquia, comarca, etc.). Segin BODbillR y CAVALLI-SFORZA (1968), el principal rcquerimiento p~a lade­ finicion de un e;rupo de forma util' podria resumirse el que es­ te sea suficientemente estable como para poder ser recJnocible de una a otra generaci6n. 303 El t~po de analisis q~e va a ser aplicado seguidamea te, deaaconseja la disgregaci6n del movimiento migratorio en ex­ cesivas pequefias subunidades, lo cual desembocaria finalmente en alguna forma de agrupamiento mas manejable. Otro factor importag te a considerar, es el efectivo de cada grupo, dado que si aquel es sumamente reducido, ha de conducir necesariamente a intercon~ xiones ocasionales, mas que sistematicas. Las razones anteriores, y otras expuestas en el cap! tulo I (estabilidad territorial, vigorosa unidad vinculante de - la comunidad, etc.), han aconsejado en una primera aproximacion utilizar la parroquia como categoria a la que referir la migra­ cion~ Resultados posteriores (subdivision o aislamiento entre d! versas zonas del municipio),viene a confirmar lo acertado dedi­ cha elecci6n, la cual es por otra parte similar a la aplicada en multiples estudios (ALSTROM y LINDELIUS, 1966; DOBSON, .1973; -­ ERIKSON .!!! al. , 1973 a, 1973 b ; KUCHEMANN et al. , 1967; MIELKE, 1974). 3.4. B • .MODELO DE LAS MATRICES DE MIGRACION a) Matrices de migracion El modelo de las matrices de migracion, considera - una gran poblaci6n dividida en unidades menores denominadas su~ poblaciones. Gada una de estas intercambia individuos en cada g~ neracion. Dicho intercambio vicne descrito por una matriz (M), - debiendo aderoas asumirse que M es constante en el tiempo, y que .• 304 los migrantes constituyen una muestra aleatoria de la su~obla­ ci6n de la que son originarios. En este modelo, la deriv£ genet! ca se ve refrenada por una presion sistemitica ("Linear ~sterna- tic preassure"), la cual puede aceptarse equivalente a lf tasa­ de inmigraci6n procedente de una poblaci6n exterior de tMafio ig finito (HARPENDING y JENKINS, 1974). La matriz (M) esta constituida por una seriede fi­ las (i) y columnas (j), correspondientes a cada una de l.s (s) - subdivisiones. Los elementos (mij) indican el numero abs·luto de individuos nacidos en la subpoblaci6n (i), cuyos padres ~on ori­ ginarios de (j). Generalmente las matrices "padre-hijos"son di­ ferentes de las que implican a la.madre. Cuando las pres.ones -­ sistematicas son semejantes para ambos sexos pueden promdiarse, obteniendose la matriz padres-hijos descrita previament~ la -­ cual contituye en opinion de BODMER y CAVALLI-SFOHZA (l 15 Km.). 321 Cabe indicar en pr~~~r l~~ar, la ausencia de una ae­ rie de combinaciones en los tree periodos 'analizados, o ul menos en alguno de ellos. No existe ninguna subdivision que haya reci­ bido inmigrantes, de absolutamente todas las demas parroquias i~ plicadas en la matriz. Desde 1871 basta nuestros dias, no hn ha­ bido flujo genico directo, entre 20 de las 81 combinaciones pos! bles. Las parroquias numeros 4; 3, 8, 9; 1, 7; 2, 5, 6 (ver cod! go en el cuadro 1), no han intercambiado individuo3 con 4, ;, 2 y 1 parroquias respectivamente. Al mismo tiempo las numeradas 1, 3 y 4 no han recibido inmigrantes de 4 de las 9 consideradas; la 5 y 6 de 2; y la 2, 7, 8 y 9 de 1. Parece pues evidente, que la subdivision mas aislada del resto del municipio es la 4, seguida de las parroquias 3 y 1. Al mismo tiempo la 8 y la 9 son eminen­ temente receptoras de progenitores. En la figura 50, se representa para el conjunto de - los tree periodos, las probabilidades de origen de genes para v~ lares superiores al ~'· Debe prestarse en la misma, atenci6n es­ ~ecial al sentido del movimiento, el cual no siempre ha sido si­ metrico. Los mayores intercambios tienen lugar de la subdivi­ si6n 1 a la 8 y de la 5 a la 4. En ambos casas se trata de parr£ quias anejas a las receptoras, lo que hace pensar que los vinculoa existentes entre estaa unidades, son mas intensos que entre cual­ quier otro par de combinaciones. Ello viene a demostrar de nuevo, la realidad parroquial como unidad sociocultural. Curiosamente en ambas ocasiones, el flujo genico en scntido opuesto es mucho me­ nos intenso. Del resto de las parroquias, cabe desta~ar que la nu- 322 III JOS Pl:iUODO P.\:l~i-:S 1 2 ~ 4 ~ 6 z !3 2 1 898 5 28 ? 26 24 2 - 860 54 20 ~2 44 19 6 ' 36 926 44 28 23 10 4 27 5 908 80 9 1871-1899 5 18 18 25 856 23 15 40 6 36 39 16 - er.e 64 04 7 10 4 '706 21 8 4? 4 52 87 860 33 9 3 53 - 91? 1 R30 3 H 39 22 ? 2 - 868 24 38 90 ?. ' 41 893 14 38 4 25 36 986 135 1900-1929 5 6 - 802 ? 30 6 77 54 44 - 866 82 48 25 ? 155 2 11 685 110 75 8 77 6 30 875 64 9 4 63 43 14 821 1 812 !>4 2 - 829 21 29 34 158 3 27 907 11 4 29 1000 1930-1952 5 - 794 62 6 63 43 29 784 7 36 842 31 6?. 8 188 45 136 - 9&9 9 - 147- - 875 1 865 4 18 20 30 21 3 2 - 862 39 11 23 41 &0 ~ 3 ~ 38 910 30 32 11 5 4 25 19 943 88 5 TOTAL 5 10 12 14 636 3 24 8 25 6 48 46 29 3 863 6? 53 10 7 & 8 3 5 707 30 31 B 71 5 35 56 U74 '•4 9 2 2 30 45 6 879 CUADRO 72.- Natriz estoc~stica {p.to3). ( 1 _a 9 : parroquia) • 323 4 / · . . · .. ·. 20-29 X 10-3 _..._.... 30-39 40-49 =====- 50-59 60-69 - 70- 79 - FIG. 50 . FlUJO GENICO fNTERPARROQUIAl 324 mero 7, emite progenitores hacia las adyacentes, siempre en mayor medida de los que recibe. Llama tambien la atenci6n el reducido - £lujo genico entre 2 y 5 y au total ausencia entre 3 y 5, a pesar de estar todas ellas enlazadas por la unica via de comunicaci6n - existente en nuestros dias, y con anterioridad por la denominada carretera vieja (ver Introducci6n), lo que parece indicar que tal carretera no ha sido un factor determinante del movimiento inter­ parroqufal. En resumen puede afirmarse que (con las excepciones a 1 y 6 a 3), el flujo genico entre parroquias no adyacentes ha sido poco importante. Ello no implica la ausencia de circulacion de genes entre parroquias alejadas, siempre y cuando se admita u intercambio escalonado entre las micmas. El analisis. por periodos concretes, muestra grandes variaciones; el movimiento mas consistentc ha sido el siguiente: 1 a 8, 2 a 3, 2 a 6, 3 a 2 y 6 a 2. En el tercer periodo la ause cia de migraci6n de 5 a 4, puede ser simple consecuencia del red cido numero de matrimonies implicados en el mismo. Hasta ahora se ha hecho referencia al flujo genico e tre parroquias, en el interior de la matriz de mi~raci6n. Cabe s guidrunente hacer algunas considernciones, sobre los individuos i troducidos desde areas circundantes al municipio (migraci6n a co ta distancia), o mas distantes (migraci6n a larga distancia). En cualquier .caso la separaci6n es a.rbitraria (MIELKE, 1981). En lo cuadros 68 a 71, se distinguen los individuos procedentes de po­ blaciones si tuadas a me_nos de 15 kilometres, de 1a parroquia que se este considerondo (fila 10), de los originarios de reeiones­ mas lejanas (fila 11). Lo.s distnncias de migraci6n promcdio para • 325 c~da categoria se recogen en el cuadro 77. Los valores de m (presion sistematica) correspondie~ tes a ambos tipos de migraci6n, aparecen en la parte inferior de los cuadros 68 a 71. En el mismo se observa que con algunas ex­ cepciones (5, 8 y 9), los valores de m se han conservado eatables basta 19:;0. Para los tres periodos en conjunto (cuadro 71), se - aprecia que la parroquia que mantiene mayores vinculos con otras externas al municipio, es la numero 4, oeguida de la 8 y la 5. - Par el contrario, las mas aisladas son la 7 y la 9. Todas son p~ rifericas, excepto la 7 que ocupa una posicion central. Una nueva observaci6n de la figura 50, permite entrever (si se exceptua la parroquia 5), una aparente asociaci6n entre el valor de m, y el - perimetro de contacto de los limites parroquiales, con las correE pondientes unidades de los municipios adyacentes. Respecto al ta­ mafio parroquial, este no parece un factor relevante, puesto que - parroquias con poblaci6n similar 1, 5, 7 y 9 por una parte, y 4, 5 y 8 por otra, presentan tas~s de inmigraci6n muy diferentes. - Tampoco parece existir asociaci6n entre Valoree de m elevados, y niveles de endogamia parroquial en el interior de la matriz de - migraci6n. De las cifras que describen a m, mas de 3/4 correspo~ den a inmigrantes procedentes de areas situadas a menos de 9 kil£ metros como promedio. Puesto que la tasa de imnigraci6n a larga - distancia, no depende del modelo seguido por la migraci6n a corta distancia (MORTON et al.,197lb ),podria aceptarse que el patron- de migraci6n existente fuera de la matriz, tiene tambien lugar -- 326 preferentemente en base.a intercambios entre parroquias adyacen­ tes. En definitiva, conviene tener presente que al tratarse de - poblaciones abiertas sin limites geograficos claros, el patron - de· movimiento vendra condicionado en gran medida por 1~ separa­ ci6n fisica entre parroquias, lo que permite suponer que este t! po de migraci6n escalonada, sera valido para el resto de la zona montanoea de la provincia de Lugo. 3.4.0. COEFICIENTE DE AISLANIIEUTO REPRODUCTOR. POSIBILID.AD DE AC CION DE LA DEHIVA GENETICA. Cuanto mas pequena y aislada sea una poblaci6n, mayo sera el ef'ecto del "error de muestreo" sobre las frecuencias gen cas de una a otra generacion. For ello, la comparaci6n del taman y grado de aislamiento de un grupo, da una idea de la deriva ge tica, actuando como factor microevolutivo sobre el mismo. Con el fin de cuantificar lo anterior, LASKER y KAP (1964) idearon el coeficiente de aislamiento reproductor, el cu se define como el producto de la tasa efectiva de inmigraci6n p el tamano efectivo de la poblacion reproductora. Postulan los m mos au·tores que si dicho coeficiente esta por encima de 50, la sibilidad de diferenciaci6n a traves del mecanismo descrito mas arriba, es muy reducida. Contrariamente, por debajo de 5 cabria esperar un efecto considerable. A diferencJ..a de la tRsa bruta de inmigraci6n (numer de individuos no nacidos en la poblacion), la tasa efectiva de inmigraci6n (me)t toma en consideracion la posible fertilidad 327 diferP.~Y~~l existente entre progenitores aut6ctonos e inmigran­ tes, puesto que cada uno de aquellos, se contabiliza tantas ve­ ces como hijos hayan originado, en la poblaci6n estudiada. FREIHE-I!AIA y CAVALLI (1978) aplican como metodo al­ ternative la expresi6n me = V m (m + 2k) estimando por tanto la tasa efectiva de inmigraci6n, en funci6n de la migraci6n a larga (m) y a corta (k) distancia. Dichos val£ res se han calculado previamente nl tratar el modelo de aislamie~ to por distancia, y no deben ser conrundidos con los denominados de la misma forma en el apartado anterior. La primera cuesti6n a plantearse, es el nivel pobla­ cional al que ha de referirse el coericiente de aislamiento repr£ ductor. Para las nueve parroquias en conjunto, cabe presuponer un coeficiente elevado dado el numero de habitantes que co.mprenden, y la ausencia de barreras importantes al flujo genico con los mu­ nicipios adyacentes (cuadro 73). Por otra parte, se conoce que - existe variabilidad en el grado de aislamiento de cada parroquia, por lo que dicho coeficiente va a calcularse para cada una de ellas, considerando solamente los periodos 1871-1899 y 1900-1929. De la forma descrita en el apartado 111.2.5. se han estimado los tamafios efectivos mostrados en el cuadro que acaba de citarse. En el mismo se aprecia, que la variaci6n de aquellos ha sido de uno a otro period.o muy reducida, para cada una de las parroquias. La tasa efectiva de inmigraci6n, es equivalente al -:­ numero de individuos nacidos en una parroquia con al menos un -- PARRO~UIA 1 2 3 4 5 6 7 8 9 MUNICIPIO 11 Ne 55 251 244 148 84 165 71 149 63 1230 1230 328 PERIODO 1871-1899 me c 0,223 12,265 0,215 53,965 0,209 50,996 0,312 46,176 0,269 22,596 0,248 40,920 0,?37 23,927 0,266 39,634 0,172 10,836 0,138 169 t 74 0,075-lf: 92,127 * me ""Vm (m + 2k) Ne 57 251 266 143 86 1?4 60 172 63 1272 1272 1900-1929 me c 0,294 16,?58 ~,219 54,969 0,234 62 t 2111~ 0,202 28,886 0,3?3 32,078 0,239 41,586 0,348 20,880 0,324 55,728 0,199 12,537 0,141 179,352 0,077* 94,435 CUADRO 73.- Componentes del coeficiente de a.islarniento repr duct or. 329 progenitor no natural de la misma, dividido por la cifra total - \ de nacimientos en dicha subpoblacion. Los valorea correspondie~ tea pueden derivarse de la informacion contenida en las matrices de migraci6n padres-hijoa (cuadros 68 y 69). El cuadro ?3, muestra que en ambos periodos, la ma­ yor parte de las parroquias presentan valores de C que raramente superan la cifra de 50, aproximadamente al limite de 5 solamente la de Villadicente (9) y antes del presente siglo la de Alence - (1). Lo anterior concuerda con lo que CAVALLI-SFORZA (1969) sugiere, puesto que en los dos casos se trata de parroquias de - efectivo reducido, y tal como se ha demostrado en los apartados precedentes, con un mayor grado de aislamiento que las demas. Los valores del coeficiente de aislamiento reproduc­ tor son (como puede verse en el cuadro ?4), depcndientes del tipo de unidad poblacional elegida, no siendo frecuente la obtenci6n - de valores pr6ximos al "umbral". FREIRE-MAIA et al. (19?8), consideran que si el mismo patron de migracion se ha mantenido durante varias generaciones, pueden haberse dado en el pasado las condiciones para que la der! va genetica se haya manifestado, incluso para valores actuales de C ligeramente por encima de 5. Segun lo anterior, la subpoblacion con mayores probabilidades de haber estado sometida a dicho proc~ so microevoluti vo, habria sido la de Vills.dicente, y en me nor me- dida la de Alence, siendo desdefiable en las demas parroquias. POBLACION Formentera Len~ois (Brasil) Kippe1 (Sutza) 330 Ne 538 94 131 Hancock County (U.S.A.) 974 Charlton (Inglaterra) 140 Monsefu (Peru) 2900 San Jose 435 Mochumi Reque Alpujarras Hickiwan Papago (U.S.A.) Sif Oidak Shuk Toak Chukut Kuk Villadicente (1871-1899) A1ence Los Nogales " " 348 348 842 173 226 12? 113 63 55 1230 1230 C Autor 30 BERTRA~TETIT (1981) 17 • FREIRE-MAIA. y CAVALLI (1978 6 FRIELD y ELLIS (1974) 243 KIRLM~D y JANTZ (1977) 60 KUCHEMANN et a1. (1967) 377 LASYJER y KAPLAN (1964) 107 102 92 104 LUNA (1981) 54 SMITH (1980) 5'.J. 46 43 11 Presente estudio 12 170 92~ * me = V m (m + 2k) OUADRO 74.- Coeficiente de aislnmiento reproductor en dive_! sas poblaciones. }31 3.4.D. MAT.RICES DE PARENTESCO a) Matrices de parentesco y de parentesco condicional En e~ apartado 3.3. ee ha dado el concepto de pareg tesco entre dos poblaciones A y B, como la probabilidad de que un gen extraido al azar de A, sea identico por descendencia a - otro tomado de B en las mismas condiciones. Proporciona por t~ to una medida de la similitud genetica entre aquellas. El calc~ lo de dicho parametro dentro y entre' poblaciones, es el rin ul­ timo al que conduce el modelo de las matrices de migracion, sieg do el analisis de los niveles de endogamia, la movilidad en rel~ cion al sexo, etc., utiles para racilitar la interpretacion de­ los elementos que van a obtenerse en la matriz de parentesco. - Tal como se vera mas adelante, y de acuerdo con MORTQN (1974), - esta sera la mas valiosa informacion sobre la estructura de la - poblaci6n, derivable de los datos que se utilizan en investiga­ ciones del presente tipo. La introduccion al modelo de las matrices de migra­ ci6n incluida en el apartado 3.3.A, ha dejado justificada de m~ nera adecuada, la asimilaci6n de la parroquia a cada subpobla­ ci6n perteneciente a la matriz, y en el siguiente, ue ha desarr£ llado todo el proceso 16gico conducente a transformar aquellas - en matrices de probabilidades (P). Parece evidente que la variaci6n del flujo genico eg tre subpoblaciones, y la magnitud de la lnmigraci6n procedente - del exterior del conjunto de subdivlsiones (m), hn de repercutir 332 en los valores del coeficiente de parentesco. Si ademas se asume la existencia de una poblaci6n fundadora en el pasado, la matriz de parentesco resumira los efectos simultaneos de la deriva gen! tica, flujo genico, cruzamientos preferenciales y fertilidad d! ferencial (MIELKE et al., 1976). Suponiendo que (P), mi, y Ni permanecen constantes, y que el parentesco inicial (t=o) entre subpoblaciones ea nulo, es decir que en el origen no existe relaci6n entre las mismas, puede estimarse ¢ para las generaciones futuras por aproximaci6n asint6tica al equilibrio, alcanzandose este cualesquiera que ha­ yan sido las condiciones iniciales de partida. HARRIS (1973), disefi6 el programa OBELIX, el cual a partir del conocimiento del £1ujo genico intra e interparroquial la presion sistematica o migraci6n a larga distancia y el tamafio efectivo de·cada subunidad, es decir todos los factores de los­ que depende el parentesco (cuadros 68, 69 y 70), resuelve la si­ guiente identidad: ¢ (t-1) + lck L. hjO p p ¢hk(t-l)) ki hj por incrementos sucesi~os de t. n ~ Pki Pkj (l-l/2Nk k=l 333 En la anterior expresi6n ¢hk(t) representa el coef! ciente de parentesco entre poblaciones finitas h y kt y mk es - la presion sistematica que actua sabre k. (Pk1) es el clemento (k,i) de la matriz (P) definida anteriormente, el cual expresa la probabilidad de que los individuos que se han reproducido en i, hayan nacido en k. Por ultimo, Ni es el tamafio efectivo de - la poblaci6n 1. OBELIX proporciona en primer lugar la matriz de pr£ babilidades (P), dividiendo cada elemento por el total de su C.Q lumna, lo que constituye una primera representaci6n del inter­ cambia genetico 'entre cada par de subpoblaciones (Cuadra 72). A continuaci6n se obtiene la matriz de parentesco - (~), la cual es simetrica y contara con el mismo numero de ele­ mentos que la matriz de migraci6n original. (¢) proporciona ya informaci6n sobre la estructura de la poblaci6n en cnda una de ~ las subdivisiones. Sus elementos diagonales hacen referencia al parentesco local, esto es la probabilidad de que dos genes toma­ dos al azar en la poblaci6n 1, sean identicos por descendencia, de £orma que valores de (¢11) reducidos indicaran una migraci6n mayor que el promedio, y si por el contrario (~ii) es elevado, - correspondera a un grado de aislamiento superior al de las res­ tantes eubdivisiones. El parentesco medio predicho dentro de todas las P£ blaciones, puede calcularse como el promedio de la diagonal prig cipal! ¢ ~!!L~ii _ ~Ni 334 ~OS elementos situados fuera de esta ultima (~ij), - describen la relaci6n genetica existente entre pares de subpobl~ ciones, por lo que cuanto mayor sea (¢ij), mas acusada sera la­ semejanza genetica entre aquellas. Por corresponder a probabili­ dades, y dado que siempre existen concxiones directas o indirec­ tas entre poblaciones, todos los valores ¢ij seran necesariamen­ te positivos. El denominado parentesco condicional (ver MORTON, -- 1973 b), permite obtcner valores comparables a los coeficientes de parentesco, estimables a partir de frecuencias genicas. Para ello ha de calcularse primeramente el "random kinship" (parente.§! co respecto a pares al azar), de acuerdo con la siguiente expre- si6n: ¢R :1 ~ Ni N j ¢1 j I i,j o por ¢R = 2_ Wi Wj ¢ij donde I:,_ Ni Nj i,j \Vi = Ni/N aeguidamente, hade estimarse el parentesco condicional referido a la matriz.de subpoblaciones durante cada periodo de tiempo, r 1 j -= (¢ij - ¢R) I (1 - ¢R) y rii = (~ii - ¢R) I (1 - ¢R) El cuadro ~5, recoge las matrices de parenteaco por periodos. La consideraci6n de mas de un intervalo de tiempo PC.!: 335 PERIODO 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 1435 74 17 9 147 106 218 173 51 2 74 418 118 57 110 127 153 63 56 3 17 118 367 38 24 67 67 28 14 4 9 57 38 312 108 10 20 8 32 1871-1899 5 1'W 110 24 108 749 27 115 52 123 6 106 127 67 10 27 448 166 145 32 7 218 153 67 20 115 166 842 216 342 8 173 63 28 8 52 145 216 449 74 9 51 56 14 32 123 32 342 74 1776 1 950 56 29 3' 8 188 235 112 184 2 56 392 100 73 36 143 209 20 150 3 29 100 304 82 28 100 84 11 76 4 3 73 82 616 154 17 40 1 16 1900-1929 5 8 36 28 151l- 435 20 79 8 155 6 188 143 100 17 20 466 236 61 184 7 235 209 84 40 79 236 1004 i22 753 8 112 20 11 1 8 61 122 263 15ll- 9 184 150 76 16 155 184 753 154 2280 1 7002 2261 257 0 11 640 203 533 35 2 2261 1583 242 8 23 333 380 214 58 3 257 242 490 81 4 94 45 32 7 4 0 8 81 638 0 1 1 0 0 1930-1952 5 11 23 4 0 271 15 16 5 213 6 640 333 94 1 15 lH6 74 216 13 7 203 380 45 1 16 74 994 104 130 8 533 214 32 0 5 216 10'+ 509 17 9 35 58 7 0 213 13 130 17 897 CUAUHO 75.- Matriz de parentesco 5 (¢.10 ). 336 mite, en opinion de MIELKE (1980), obtener informacion acerca del efccto de la modificaci6n de los patrones de movimiento aobre - la estructura de la poblaci6n. Comenzando por los valores del parentesco local ¢ii, el analisis incluira tres aspectos: a) Variabilidad interparroquial en cada periodo. b) Alteraci6n de ¢ii en caqa subdivision de uno u otro p~ riodo. c) Parentesco local promedio. a) En el periodo 1871-1899, los mayores coeficientes corre£ ponden a las parroquias de Villadicente (9) y Alence (1), seguidas de las de Quinta (7) y Los Nogales (5). Entre - 1900 y 1929 el maximo se aitua de nuevo en Villadicente, siendo esta vez muy similares los valores de Alence y - Quinta. La parroquia de Los Nogales presenta en esta oc~ si6n coeficientes inferiores a los de San Andres (4). - Despues de 1930 el maximo no corresponds a Villadicente, sino que con mucha diferencia a la de Alence, seguida de la de Doncos (2) y a mayor distancia Quinta y Villadice te. Las subdivisiones con menores valores de ¢:t.i so en cl primer periodo las de San Andres, Noceda (3), Nu- llan (6) y Tores (8). En el segundo Tores, Noceda y Dog cos y finalmente en el tercero Los Nogales, Nullan y N.Q ceda. • 337 No toda la variabilidad descrita ha de correspog der a tendencias cons1stentes, sino solamente aquellas - que se conservan en mayor o menor grado a lo largo del tiempo, lo cual implicaria princip~lmente a las parro-­ quias de Alence, V11lad1cente y Quinta como poblaciones con ¢11 elevado, y en el extreme opuesto Tor~s y Noceda. Se observa pues que lo anterior viene a confir­ mar el di£erente grado de a1slamiento entre subdivisio­ nes, detectado previamente por metodos diferentes. b) En relaci6n a la variacion en el tiempo, si se exceptuan las parroquias de Nullan y Quinta, son importantes las - £luctuaciones. En el tercer periodo los valores extremos pueden surgir del menor numero de pares totales en la m~ triz de migraci6n, asi como de la ausencia de elementos exteriores a la diagonal correspondientes a la parroquia 4. Debido a ello, fue precise corregir su presion siste­ matica desde un valor observado de 0 a otro de 0,01, d1- ferencia lo suficientemente :rcducida como para no alte­ rar au patron migracional. Por lo que se refiere a la v~ riaci6n de la heterogeneidad entre parroquias, no se -­ aprecia tal como afirma MIELKE (1980), ninguna tendencia clara hacia la disminuci6n de aquella conforme e.l aisla­ miento se hace menor. c) El parentesco local medio dentro de las subpoblacj_ones, ha sido en cada periodo igual a 0,005650, 0,005417 y - 338 0,010495 respectivamente. Al mismo tiempo los valores INi r 11 I INi derivados del cuadro 76 fueron 0,004345, 0,004108 y 0,007791. Dichas cantidades pueden considera£ se estimas del coeficiente FsT de Wright (ver Y~SUDA y MORTON, 196?). Los anteriores valores se aproximan en - los· dos primeros periodos a los hallados por MORTON et al. (19?6), RAY (19?5), WORKMAN et al. (1973), mantenien dose por debajo de los citados por ERIKSSON et al. (1973 a), MIELKE (1974). La poblaci6n de Los Nogales no mues- tra ninguna tcndencia decreciente, de sus coeficientes - de parentesco obtenidos a partir de datos migratorios. - Tampoco se corresponde por tanto, el incremento d.e la m_Q vilidad, resultado de una mejora de los medios do trans­ porte, con la aparici6n de valores mas redncidos. El co~ ficiente posterior al afio 1930 resulta sumamente elevado; las posibles causas de esto, se analizaran en la interpr~ tacion global que aparece al final del presente capitulo. Respecto a los elementos (ij) de las matrices ¢, estos permiten pronoaticar que las mayores afinidades ~e neticas, han de darse entre los siguientes grupos de pa­ rroquias: 1,7,8,6; 2,?,6,3; 3,2; 4,5; 5,9; 7,9,1,3; 8,7,1; 9,7,5 Con pocas excepciones se trata sicmpre de grupos adyacentes; en o'"tras ocasiones la proxirnidad geoe;rafica no implica parentesco genet:i.co importante, ta.l como ocu- 339 . PERIODO .1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 1280 -102 -117 -74 13 -43 26 40 -115 2 -102 224 -35 -44 -42 -41 -58 -89 -128 3 -117 -35 257 -21 -86 -58 -102 -82 -129 4 -?4 -44 -21 305 49 -64 -97 -52 -59 1871-1899 5 13~ -42 -86 49 40 -99 -5l~ -58 -19 6 -43 -41 -58 -64 -99 308 -18 20 -126 7 26 -58 -102 -9? -54 -18 616 4? 141 8 40 -89 -82 -52 -58 20 47 339 -68 9 -115 -128 -129 -59 -19 -126 141 -68 1604 1 839 -85 -80 -104 -58 45 32 52 -6? 2 -85 222 -38 -63 -59 -30 -23 -69 -130 3 -80 -38 199 -22 -34 -40 -116 -45 -172 •4 -104 -63 -22 515 94 -121 -158 -53 -230 1900-1929 5 . -58 -59 -3'~ 9ll- 416 -?7 -78 -5 -49 6 45 -30 -40 -121 -77 292 2 -30 -98 7 32 -23 -116 -158 -78 2 71f -28 412 8 52 -69 -45 -53 -5 -30 -28 256 -l~l~ 9 -67 -130 -172 -230 -49 -98 412 -44 1893 1 5288 976 -659 -81? -758 -298 -699 ..,.379 -776 2 976 738 -232 -367 -303 -164 -80 -257 -311 3 -659 -232 391 81 52 -30 -42 -65 12 4 -817 -367 81 740 148 -22 14 3 106 1930-1952 5 -758 -303 52 148 468 39 78 56 36'7 6 -298 -164 -30 -22 39 269 -36 96 -5 7 -699 -80 -'+2 14 ?8 -36 924 21 150 8 -379 -257 -65 3 56 96 21 416 26 9 -776 -311 12 106 367 -5 150 26 1011 CUADRO 76.-: Parentesco condiciona1 (x105) 340 rre entre Los Nogales y Nullan. Contrariamente las men£ res semejanzas tienen lugar entre los pares de subdivi­ siones 4 con 1, 8, 6, 9 y 5 con 3, 6, 8. Puede conclui~ se pues, que la parroquia con mayor grado de aislamien­ to respecto al resto del municipio, es la de San Andres seguida de la de Los Nogales. Ello coincide de nuevo co lo.visto en los apartados anteriores. b) FactoreD geogrificos y parentesco Un mejor entendimiento de la relaci6n existente entr el patron de migraci6n de cada poblaci6n, y la distancia geograf ca (es decir la expresi6n de que fracci6n del flujo migratorio d feroncial entre parroquias, responde a las condiciones geoerafi­ cas), puede derivarse de la representaci6n simultanea en doe di­ mensiones, de la matriz de parentesco y de la de distancias geo­ gruficas (cua.dro 77), transformadas ambas hasta conseguir el me jor ajuste o la mayor oongruencia. El procedimiento consiste en reducir la dimensional dad de la estructura espacial, determinada por la matriz de pa­ rentesco. El programa MATFIT (LALOUEL, 19'13 b) ajusta por minim cuadrados una matriz A a otra mntriz B, tras efectuar una rota­ cion, una translacion y una dilatacion central, obteniendose fi nalmente lus coordenudas espaciales correspondientes a las matr ces A y B, asi como Jr-~ correlaci6n Rc entre e.quellas despues de ajuste. Evidentement;e el anterior proccso implica la pcrdida de alr;una informacion (JjALOTJRL, 19'73 n), pero permi to una mejor vi P A..";ffiOQUIA 1 2 3 4 5 6 7 8 9 -I 1 0'35 2 9'00 0'50 3 (10'00) 4'40 0'90 4 (10•00) 6 110 5'70 0 1 85 - - - - - 5 10 100 3'00 (9'00) 1'10 o•oo 6 2'65 5'50 7'00 (10'00) 8•oo 0'50 7 7'00 4'00 15'00 (6'00) 6 100 2'65 0 1 15 - - 8 3'00 5'35 11'00 (9'00) 10 100 4'20 3'85 0'55 9 9'00 9'00 12'00 4'50 2•00 2 100 2'00 3'35 o•oo 10 5'00 8'95 6'95 5'90 8'25 7 '15 9'00 6'25 6•60 11 35'00 39'90 39'60 37 '20 268'40 29•00 94'75 44'65 59'50 CUADRO 77 .- Distanoias entre subdivisienes expresadas en kilometres: promedie (excepto las enoerradas entre parentesis) de tedes los matrimonies fertiles oelebr~ dos entre oada par de ~~idades. • VI ~ - 342' sualizaci6n de las relaciones entre geografia y parentesco, de - la cual puedan obtenerse conclusiones inmediatas. En las figuras 51 a 53, se ha representado eada pa­ rroquia por un circulo, cuya cifra corresponde a su localizaci6n. geografica. La observaci6n de aquellas, conduce a la considera­ ci6n de la distorsi6n existente entre las coordenadas geografi­ cas reales de cada parroquia, y las presentes en dichas figuras. La causa de ella esta en el hecho de que la matriz de distancias geogrificas (cuadro 77), no se ha estimado a partir del centro de simetria de cada poblaci6n (la elecci6n del cual puede renul tar en grnn medida arbitraria), sino que seria la resultante de todas las distancias conocidas entre cada par de subdivisiones, de forma que este exceso de precision da lugar a la distorsi6n descrita. Sin embargo las distancias dia.gonales, es decir los - promed.ios de distancias dentro d.e cada parroquia, tuvieron que igualarse a cero, por no ad.mi tir MATFIT vo.lores diferenten. Durante el periodo 1871-1899, se observa que alguna parroquias muestran mayores afinidades entre si, que las deduci bles de su posicion geografica. Serinn las de Noceda (3) y Quin ta (7). Al mismo tiempo San Andres (4), Villadicente (9) y Null (6) presenten un mas elevado grado de aislamiento. Tares (8) y Doncos (2) aparecen en una posicion concordante con sus coorde das geograficas. En el per~odo siguicnte, se modifican las posicjon relativas de Villadicente, Los NogaleR (5) y Tores. Aquellu, e el sentido de un acerca.miento al rento de la ordenaci6n y esta 9 0- d) p 'B FIG. 51 .• AJUSTE DE LA MATRIZ DE PARENTESCO A LAS COOROENAOAS GEOGRAFICAS. PERIOOO 1871 -1899. ( o POSICION PREDICHA ) VI ~ VI 1)1. fi ~ FIG. 52.- AJUSTE DE LA MATRIZ DE PARENTESCO A LAS COOROENADAS GEOGRAFICAS. PERIOOO 1900 • 1929. ( o POSICION PREDICHA ) VI ~ ,0::.. ~ ~ 0 FIG. 53.- AJUSTE DE LA MATR.IZ DE PARENTESCO A LAS COOROENADAS GEOGRAFICAS. PERIODO 1930-1952. ( o POSICION PREDICHA) ~ ~ \J1 • 346 de un mayor alejamiento. Despues de 1930, Villadicente y Tores retornan a su situaci6n inicial. Parece que ha existidouna tendencia al agrupamiento entre las subdivisiones 2, 3, 6 y 7, lo que debe haber implicado una mayor homogeneidad entre las mismas. San Andres ha mantenido una constante posicion an6m~ la, dirigida hacia un mayor distanciamiento, tendencia que se ha hecho mas evidente con el paso del tiempo, y que probablemente - supone una mayor divergencia respecto a las demas parroquias. Aunque con menor consistencia podria afirmarse lo - mismo de Villadicente y Los Nogales. La correlaci6n entre parentesco y localizaci6n geogr~ fica, ha sido de Rc = 0,888, 0,875 y 0,80L~ para cada periodo res­ pectivamente, lo que equivale a afirmar que la geografia .podria - explicar el 78,85%, 76,56% y 64,645b de la varianza o variaci6n -­ del parentesco predicho. Ello haec pensar que no solo los facto­ res geograficos han controludo el flujo genico, sino que condici£ nantes de cualquier otro tipo pueden habf..!r sido importantes. Se - aprecia ademas, que la geogra.fia pierde preponderancia sobre todo despues de 1930, lo quo induce a pensar en una mayor indcpendcnci de la movilidad respecto a las limitaciones espaciales. Esto ha - sido ta.mbien detectadQ por T·.UELlCE (l9'llt.). 347 3.4.E. MEDIDA DE LA ASJCIACION FUNCIONAL Dado un sistema el cual puede presentar alguno de los posibles estados A1 , ~ •••••• Ak, sup6ngase que aquel evoluciona en el tieapo de forma que en la generaci6n n, existe una probabi­ lidad Pr(n) de que se de el estado Ar. Si ademas, alcanzado Ar, - hay una probabilfdad conocida msr' de adquirir el estado A 8 en la siguiente generaci6n cualquiera que hayan sido los pasos anterio­ res, pueden expresarse las probabilidades Pr(n) en la generaci6n n, en forma de un vector y m8 r como una matriz m. La relacion entre las sucesivas genera­ clones sera p (n + 1) = m p(n) de manera que si p(O) representa las condiciones iniciales, tran~ currida una generac16n se tendra que Pl = m p (0), en la siguien­ te p (2) • m p-(1) • m2 p (O).Y en general despues den generaciQ nes p (n) = mP p (0). Un sistema que evolucione del modo descrito se denom! na una cadena de Markov (SMITH, 1969). Basandose en el principia anterior, puede asumirse - que la mi~racion entre subdivisiones es un proceso tal, que las - probabilidades (plj) de que un gen perteneciente a una poblaci6n i, alcance otra j, es constante. Estas probabilidades dcscriben una red de conexiones, cuyos nudos corresponderan a cada poblaci6n, 348 siendo por tanto el flujo genico entre las mismas, proporcional a aquellas. Asi es posible cuantificar la interacci6n entre po­ blaciones a traves de vias directas o indirectas, teni~ndo en - cuenta por consiguiente la orientaci6n del movimiento, el cual no ha de limitarse necesariamente a formas simetricas. Las probabilidades (pij) pueden obtenerse a partir de las matrices de migraci6n padres-hijos (cuadros 68 y 69), las cuales se transforman en matrices probabilisticas por filas (P'), siendo en general (pji);(pij). Cada una de dichas matrices, repr~ senta el flujo genico directo entre pares de subdivisiones. Para conocer el flujo indirecto, ae necesita una nueva medida que re­ fleje este tipo de conexiones. LALOUEL y LANGANEY (1976) y MIELKE (1981), han aplicado el "mean first passage time 11 (fij), desde un nudo i a otro j en la red de poblaciones. Esta medida representa el numero medio de generaciones, para que un gen original de i, - alcance j por primera vez. (Los detal1es computaciona1es pueden consultarse en IOSIFESCU, 1980). Por lo tanto (fij) sera una medida de la "asociacion funcional 11 , desde cualquier grupo i a otro j a traves de la migr~ cion, corrompondicndo va1ores de fij elevados, a un f1ujo genico debil entre ambas poblaciones (MIELI~E, 1981). Seve pues que este metodo supone una·clara ventaja sobre la matriz ¢, puesto que no considera c~ movimiento como s! metrico. En el cuadro 78, se expresa 1a asociacion funcional 349 para dos de los tree periodos considerados. Despues de 1930 su - aplicacion esta desaconsejada, por el excesivo numero de combin~ ciones nulas en la matriz de migracion. Han de sena1arse doe aspectos fundamenta1es: grado - de aielamiento y asimetria del movimiento. Presentaran un mayor grado de aislamiento aquellas parroquias con valores de (fij) mas elevados, indicando esto que los genes procedentes del resto de las pob1aciones (i), emplearian un mayor numero de generaciones­ en alcanzarla. De acuerdo con lo anterior, en el siglo pasado las parroquias mas aisladas fueron las numeradas 1, 9, 5 y 4, al tie_!!! po que 1a 2 seria la mas accesib1e. Entre 1900 y 1929 la subdivi­ sion 4 fue con mucho 1a mao aislada, seguida de 1a 5 y de la 1. - Los menores va1ores de fij corresponden en este periodo a 2 y a 6. Por lo que se refiere a la asimetria del f1ujo gcnico, la tabla siguiente la resume c1aramente: lBZl-189~ 1900 -1222 _liL fi,j .e: 20 fi,j :...100 fi,j ~ 20 fi,j .,.100 1 2,6,8 9,5,4 6,8 4,5 2 3,6 1,9,5,4 6 4,5,1 3 2 1,9,5 2,6 4,5,1 4 2 1,9,5 2,3,6 5,1,4 5 2 1,9 2,6,7 lf- ,1 6 2 1,9,5,4 2 4,5,1 7 2,8 1,9,5,4 8,9,6 4,5,1 8 2,6 1,9,5,4 4,5 9 7 1,5,4 8,7 4,5,1 350 ~as tendencias mas consistenteo de uno a otro perio­ do, permiten distinguir un grupo de parroquias aisladas del res­ to de la ordenaci6n (1, 4, 5, 9), en contraposici6n a otras cla­ ramente receptoras (2, 6, 7, 8). Eotos resultados concuerdan con los descritos en los apartados anteriores (ver por ejemplo la fi gura 50), en el sentido de una heterogeneidad del movimiento. La constante capacidad receptora de .la subdivision numero 2, puede atribuirse a su mayor tamafio y a su localizaci6n central, condi­ ciones que presenta atenuadas la 6. Por el contrario 1, 5, 9 son parroquias de efectivo reducido, y la 4, aunque con mayor nUmero de habitantes, manifiesta tal como se ha vista con anterioridad, unas relaciones an6malas con sus parroquias vecinas. • 351' (j) PERIODO (i) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 41 34 65 124 175 47 66 'l-4 227 2 290 4 37 103 188 ll-9 92 7? 247 3 293 27 5 93 192 53 94 79 248 4 296 25 55 10 144 65 94 85 225 1871-1899 5 2rl2 30 62 97 52 61 72 67 18? 6 260 27 52 120 200 8 76 53 239 ? 2?3 28 60 124 198 51 11 i~l~ 234 8 244 37 66 129 205 38 60 9 211 9 301 53 85 134 216 78 37 75 10 1 29 60 76 808 '263 28 54 41 65 2 133 5 58 791 2?7 36 61 67 82 3 141 35 5 732 285 36 76 77 94 4 142 33 39 106 235 43 72 77 94 1900-1929 5 123 46 74 806 47 34 44 56 71 6 117 45 58 ?91 2'11 9 61 55 76 7 104 ?1 84 81? 241 46 16 30 42 8 90 78 91 823 249 51 57 4 50 . 9 118 71 81 814 202 52 46 42 8 CUADRO 78.- Asociaci6n funcional entre parroquins. (fij = nQ de generaciones). 352 3.5. CONSANGUINIDAD 3.5.A. INTRODUCOION Siguiendo a JACQUARD (1974), puede definirse el co~ ficiente de consanguinidad F de un individuo, como la probabil! dad de que posea en un locus seleccionado al azar, doe alelos, identicos por descendencia. El coeficiente medio, de consangui­ nidad ~ de una poblaci6n, sera la probabilidad de que dos ale-. los correspondientes a un locus de un individuo seleccionado al azar, sean identicos. Resulta evidente la relaci6n existente entre el co~ ficiente de consanguinidad y el de parentesco, del que se viene hacienda referencia en el presente capitulo. El coeficiente de consanguinidad de un individuo sera igual al coeficiente de pa­ rentesco de su padre y de su madre, siendo por tanto el primero un caso particular del segundo. Cuando se dispone de dispensas eclesiasticas, es PQ sible obtener el coeficiente de consanguinidad aparente, como - una medida del 11 inbreeding" de la poblacion. En este caso ha de tenerse en cuenta que los matrimonies entre parientes de un gr~ do determinado, indican una desviacion de la panmixia, solamen­ te si sus proporciones son diferentes de las csperadas bajo es­ tas condiciones. 353 Si se asume que Fo es el coeficiente de consanguin,! dad de un individuo, el cual ha sido estimado solamente a par­ tir de las genealogias de sus padres; que z es la tasa promedio de consanguinidad de la poblaci6n, debida a su reducido efecti- vo, durante un gran numero de generaciones, y que FT es el coe­ ficiente de consanguinidad total, el cual tiene en cuenta ambos factores, puede obtenerse la siguiente relacion si z es const~ te: 1 - FT a (1 - Fo) (1 - z) la cual resulta similar a la formula de Wright: uno de cuyos terminos ya ha sido mencionado en otro apartado. El coeficiente de consanguinidad correspondiente a un cruzamiento determinado, puede calcularse segUn la relaci6n hacienda m1 y p1 , referencia al numero de generaciones por via materna y paterna hasta alcanzar a los antecesores comunes, con un coeficiente de consanguinidad igual a Fi. La anterior definicion puede haceree exteneiva a la poblaci6n, oiendo entonces 354 indicando fj la frecuencia de individuos con un coeficiente de consanguinidad igual a Fi (JAKOB! y JACQUARD, 1971). En la expresi6n que se acaba de dar, se aprecia que el "inbreeding" esta constituido por doe componentes: uno debi­ do a la consanguinidad detectada sobre un numero de generacio­ nes limitado (consanguinidad proxima), y otro desconocido o co~ sanguinidad remota (BARRA! et al., 1969), por lo que el coefi­ ciente de consanguinidad aparente, ha de constituir siempre una subestima del nivel de "inbreeding" real de la poblaci6n. En Espana existen abundantes estudios sobre consan­ guinidad, ya sea a nivel diocesano o comarcal. La metodologia - aplicada en la prenente investigaci6n presenta, tal como se se­ fial6 en el capitulo II, una notable diferencia respecto a aque­ llos, puesto que ha permitido confrontar la calidad de dos tipos de archivos: diocesanos y parroquiales. La relaci6n de matrimonies consanguineos se obtuvo en una primera fase, a partir de las aetas matrimoniales exis­ tentes en las parroquias consideradaa. Posteriormente se acudio al archivo diocesano de Lugo, donde se revis6 un numero aproxl­ mado de 16.500 expedientes, de los que se entresacaron aquellas dispensas correspondientes a la zona de Los Nogales. Con esta - doble fuente de informacion, fue posible cotejar de forma nomi- nal para los aii.os 1871-19LJ.l, las discrepancias existcntes, lns cuales pueden resumirse en los siguicntes puntoo: • 355 12.- El.matrimonio consangu!neo aparece registrado solamente a nivel parroquial. 22.- Existe una dispensa concedida a favor de un matrimonio c~ lebrado en la zona, el cual no figuraba como eonsanguineo en el registro parroquial. 32.- No es posible localizar el matrimonio correspondiente a - 1 una dispensa archivada en el obispado. Lo anterior pone en evidencia que la informacion - contenida en un tipo particular de registro, ha de manejarse aceptando la existencia de un determinado error. Este puede pr~ ceder de la deficiencia de los archives parroquiales o de los - diocesanos, y mas probablemente de ambos. En los primeros es - frecuente la omision de la presencia de parentesco en determi­ nadoa periodos, dependiendo probablemente de la costumbre del - parroco en tales ocasionee. En los expedientes de dispensas pu~ den aparecer solicitudes que luego no se reflejan en los libros parroquiales eorrespondientes, ya sea por no tener lugar la bo­ .da, 0 por celebrarse esta en una parroquia dietinta de la indi­ cada en aquellos. Por lo que se refiere al tipo de parentesco asigna­ do a cada pareja, existen discrepancias entre ambos archivos, - si bien son poco importantes tanto cualitativa como cuantitati- vamente. En este punto, cabe formular la pregunta de cual ha 356 de ser la aerie de datos a tener en cuenta. Aqui se ha optado por utilizar aquellos matrimonies que figuran como consangai­ neos, ya sea en la parroquia o en el obispado, con la unica - condici6n de que el matrimonio haya podido ser localizado eomo efectivamente celebrado, en alguna de las parroquias consider~ das. Ello ha dado lugar a la exclusion de un total de 23 matr1 monios. En el caso de no coincidencia del grado de parentesco (2 matrimonies), se ha tomado"el mas proximo. 3.5.B. EVOI.UOION TEMPORAL Dada la cifra de matrimonies consanguineos registr~ dos en la zona, no es aconsejable un estudio anual de la rona~ guinidad. Por ello se han eleBido los periodos indicados en el cuadro 79, en el que se recoge el nUmero absoluto y relativo de matrimonies consanguineos celebrados. Si se excluyen aquellos - mas lejanos del tercer grado, el porcentaje de consanguinidad - oscila del 1,33% al 10,23%, localizandosc los valores mas elev~ dos en los treinta primeros anos del presente siglo. El p~ome­ dio es de 5,161~. elevandose en los ultimos· 70 aiios basta &,61~6. La frecuencia de matrimonios consan~ulncos no es de ninguna manera un buen indicador del grado de "inbreedine;11 de - la poblaci6n, puesto que este sera funci6n de ia. distribu3lon - de los diversos tipos de cruzamientos consanguineos. Como sc sa be, Galicia presenta frecucncias muy elevadas de matrimonios en PER.IODO ~ 1880-80 18~0-~~ 1~00-02 1210-12 1920-29 ~ 1940-49 ~ 1960-71 P.tRR0~1JIA. ~ f:f .JL g_: Q .J!_ g.: Q.J!... 2.: Q.JL g_: Q.JL Q .1L Q .1L 'Q .J!... Q.JL £.JL A1e!lce 1 0 0 2 l 0 ll 2 1 18 0 0 14 0 0 5- 1 10 0 3 l 14 1 12 0 5 Do:lcos 2 2 2 5? 2 0 45 6 2 75 6 4 70 4 4 40 3 36 2 41 4 66 3 49 0 21 Noced<~. 3 3 l 67 2 1 70 4 4 48 9 7 54 8 4 48 2 37 0 14 0 35 0 26 0 31 s. Andrea 4 1 l ;o 0 0 17 l 0 36 2 l 24 .2 2 9 l 15 0 15 0 13 0 16 0 15 ~ogs.les 5 0 0 21 2 l 43 5 ; 36 ; 2 35 8 4 45 1 35 l 1? 0 44 1 28 2 20 :iulltin 6 0 0 6 l 1 18 2 2 23 1 1 17 l l 10 1 13 2 8 0 10 l 12 0 18 Q'J.1!l':5. ? 2 0 32 2 0 37 5 2 32 a 6 37 6 6 23 3 28 0 14 3 2' .. 1 18 4 '25 ~or~s s 0 0 15 0 0 '•1 1 0 33 6 2 33 2 l· 24 2 13 0 23 2 ~9 3 35 0 14 V:Uladicente 9 l 1 16 1 1 19 1 0 1? 1 1 l? 2 0 ll 2 13 0 4 l 15 4 15 0 7 ~ \n '!'o·rA!. 9 5 246 ll 4 301 27 14 318 36 24 301 33 22 215 16 200 5 139 ·11 260 14 211 6 156 -J % 2,03 1,33 4,40 7,97 10,23 8,00 '3,60 4,23 6,64 3,85 0( .loS 58 71 173 402 495 273 202 162 237 150 .N : nU:mero total de matrimonies t't : mat. consan~~ineos ~ grade III v c: I : L:l2. t e consanguineos = grade IV . ~~~RO 79.- F~ecuencia y coeficiente de consanguinidad por parroquia·y periodo. 358 tre parientes pr6ximos (segundo grado), respecto a los de tercer grado (VALLS, 1967; 1976; 1977; 1978), lo que invalida completa­ mente la uti1idad comparativa de dicha rrecuencia. Los· datos co­ rrespondientes a Los Nogales, coinciden con lo anterior (ver cu~ dro 80). Esto es muy importante, porque a un porcentaje de con­ sanguinidad netamente inferior a1 de otras zonas (p.e CALDERON, 1980; GOMEZ, 1977; MARINt 1977; RODRIGUEZ, 1978), corresponden­ valores de ot aproximadamente equiva1entes. Estos a1canzan 1a c! f~a de 234 • 10-5, elevandose en e1 presente siglo a 28? • 10-5 estando ambas por encima del promedio para toda Espana (PINTO-' CISTERNAS ~ a1., 1979). La figura 54 muestra que o( se ha ido elevando, ha~ ta la decada 1910-19, en la que se alcanzan valores proximos a 500 • 10-5. A partir de entonces, ha tenido lugar un descenso - ininterrumpido hasta nuestros dias. Los reducidos valores de ~ encontrados con anterioridad a 1890, hacen pensar seriamente en un registro defectuoso, puesto que los mismos no parecen admis! bles en una poblaci6n de finales del siglo pasado, con las ca­ racteristicas de la aqui estudiada. Ademas CALDERON et al. (1978) obtuvieron que para los afios 1889 a 1892, e1 4,70% de uniones - en la zona rural de Lugo fueron consanguineas, lo que correspog de a un valor de ct ~ 200 • 10-5, muy por encima de los hallados aqu! en el periodo 1871-1889. La evoluci6n descrita, es en cierto modo semejante ala dada por.VALLS (1967, 1978), para las di6cesis de Mondofie- ~ ;: I .~ ~ ~ 'j, ~ • 359 PERIODO 1871 - 1977 PARROQUIA !.! .2.: _Q.. N Alence 1 4 94 Doncos 2 24 500 Noceda 3 19 430 s'! Andres • 4 ·5 190 Noga].es 5 15 324 Null an 6 9 135 Quinta 7 25 270 Tor6a 8 10 270 Villadicente 9 10 134 TOTAL 168 121 2347 ~ « .J.o5 234 TIPO :MATRIMONIO CONSANGUlliEO : GRADO N lx2 3 2 2x3 --- 50 8 3 55 3x4 4 -- 19 26 OTROS 7 .• ..:L 4,25 4,80 4,42 2,63 4,63 6,67 9,26 3,70 7,46 5,16 CUADRO 80.- Frecuencia y coeficiontc de consanguinidad por parroquia. Tipos de matrimonies consru1guineos. . 5 tl( X 10 500 400 300 200 100 1871-79 Alence Doncos Noceda Nogales Null an Quinta San Andres Tor~s Vil~adicente 190Q-9 '4 2 I 360 1 I I I I 1 r 3 4 1930-39 I I I I 5 6 7 1 8 I r 1 8 9 FIG. 54 .- A) VALOR POR OECENIOS, DEL COEFfCIENTE DE CONSANGU IN I DAD. B) PORCENTAJE- DE MATRIMONIOS ENTRE PARIENTES, POR PARROOUIA. 1960-71 361 do y Lugo, a partir de 1922 y 1910 respectivamente, asi como a los indicados por RODRIGUEZ (1978), en Los Ancares leoneses, - siendo posiblemente esta la poblaci6n con caracteristicas mas pr6ximas a las de Loa Nogales. Parece como si durante el siglo XIX, y probablemeg te loa anteriores (ver HUSSELs, 1969), los niveles de "inbree­ ding'' hubieran sido inferiores a loa registrados a comienzos - del presente siglo, lo que vendria a indicar que han debido i~ tervenir como reguladores, otros factores diferentes de la mo­ vil-idad o grado de aialamiento de la poblaci6n. El grado de "inbreeding" hallado en Los Nogales, - resulta claramente inferior a los calculados en otras areas eE pafiolas (BERNIS, 1974; BERTRANPETIT, 1981; DIAGO, 1977). Surge la cuesti6n de que razonea exieten para que la consanguinidad estimada en Los Nogales, y en general en Galicia, aun siendo - superior a la media espanola, quede por debajo de la de otras regiones, a pesar de concurrir una eerie de factores (nuclcos de poblaci6n de efectivo reducido, diseminaci6n de loa mismos, orografia complicada, escasas vias de comunicaci6n, fracciona­ miento de la propiedad, ruralidad extrema, etc.), que parece d~ berian favorecer los cruzamientos entre parientes. Hasta ahora no se ha hecho en Espana ningU.n estudi.o que relacione en detalle, las variables biodemograficas carncteristicas de cada poblaci6n, con su nivel de consanguinidad. (ver PINTO-CISTEill~AS et al.,l979). Como una primera hip6tesis podria proponerse lo si- 362 guiente: la elevada tasa de ilegitimidad registrada en Los Nog!! les (figura 10), refleja probablemente una caracterlstica de la region gallega (consultar "Movimiento natural de la poblaci6n - espanola", publicado por el Institute Nal. de Estadistica). Si se admite que la frecuencia de nacimientos ilegitimos calculada para finales del siglo XIX, ha sido representativa de los aftos precedentes, y que una parte importante de esos individuos no - son posteriormente reconocidos por su padre y/o madre, resulta evidente que una fraccion de las genealogias que se construyan a partir de pares de contrayentes, han de quedar abortadas en - el punto en el cual un antecesor por una o por otra linea sea - desconocido• aceptandose dichos individuos como no emparentados aunque de hecho biologicamente algunos lo sean. Ello supone en definitiva, obtener una subestima del nivel de consanguinidad - de la poblaci6n. Al mismo tiempo lo anterior podria explicar el exc so de cruzamientos entre primos hermanos en relacion a los pri mos segundos, puesto que cuanto mayor nu1noro de generaciones s consideren, mayor probabilidad habra de poseer un antccesor f to de una concepcion ileB1tima. Otra caracterlstica de Los Nogales, es un saldo mi gratorio permancntemente negativo tanto para uno como para otr sexo (figura 22 y cuadro 14). no resultn claro el papel de la emigracion como condicionante de la consanguinidad, puesto que micntras algunos autor.:·:1, afirmnn que favoreceria la elevaci6n • 363 del nivel de "inbreeding" por reduccion del numero potencial de . - personas del sexo opuesto, con las cunles casarse (BARRAI et al. 1969; MORTON, 1971), otros (p.e. CAVALLI-SFORZA, 1969), senalan que 1a emigracion da lugar al alejamiento geografico de los pa­ rientes, o bien a la emigracion dlferencial de estos. En Los N£ gales hasta el afio 1930, parece existir una interrelacion entre saldo migratorio y nivel de consanguinidad. De 1887 a 1920 hay un continuo incremento del aaldo migratorio hacia valores mas - negativos, en perfecta correspondencia con una elevaci6n de~. Entre 1920 y 1930 el saldo migratorio vuelve a aproximarse a c~ ro, al tiempo que la consanguinidad se reduce de 500 a 2?5 .lo-5 A partir de entoncoa no es posible encontrar ningUn tipo de asQ ciaci6n entre ambas variables. Hay-que indicar sin embargo, que SUTTER y GOUX (1962), consideran que un incremento de cl.. tal co­ mo el indicado, tambien puede atribuirse a una diaminuci6n de - la mortalidad previa a la de la natalidad. Por lo que se refiere al resto de los parametros - descritos en los apartados precedentes, la utilizacl6n de sola­ mente tres periodos de tiempo en alguno de ellos, dificulta en gran medida el hallazgo de cualquier posible interrelaci6n. So­ lamente puede aventurarse una cierta asociaci6n con la evolu­ ci6n de la tasa de nupcialidad, asi como con la frecuencia de - matrimonies entre solteros. Parece como si a un periodo de nup­ cialidad elevada (figura 23), correspondiera un defecto de pri­ meras nupcias (cuadro 17), y una elevacion de la consanguinidad. No existe ning{in reparo 16gico en aceptar la aBociacion entre - 364 tasas de nupcialidad elevadas e incremento de la consanguinidad, puesto que la mayor demanda de futures c6nyuges perrnitiria un m,2 yor numero de uniones consanguineas. La forma en que lo anterior contradice el menor porcentaje de matrimonies de primer range, - registrados en el periodo 1900-1929 (cuadro 17), solamente enco traria su explicacion en una emigraci6n diferencial de solteros en dicho periodo, informacion de la cual se carece. 3.5.0. VARIACION INTERPARROQUIAL Tal como aparece re!lejado en la !igura 54, existe una gran heterogeneidad del nivel de conaanguinidad entre las - diferentes parroquias. Podrian distinguirse doe grupos: - Parroquias con mas de un 6% de matrimonies consangu!neos (San Andres, Villadicente y Quinta). - Parroquias con menos del 5%. En este grupo se incluirian las res·tantes, presentando val ores minimos la capital del munici­ pio. Si bien VALLS (1978) no presenta ninguna cifra que se refiera concretamente a la zona oriental de la provincia de Lugo, en su analisia de la di6cesis de Mondofiedo (VALLS, 1967) afirma que 11una gran heterogeneidad parece ser caracteristica de toda la region, en la que no aparecen areas bien definidas en cuanto a su nivel de "inbreeding". Esta acusado. variabilida 365 eepacial conduce a la investigaci6n de sus posibles causas. En Galicia, la presencia o ausencia de una carrete­ ra1 no puede por si misma tener gran influencia sobre la ~re­ euencia de uniones consanguineas. Hay que tener presente que la parroquia gallega suele poseer un elevado numero de aldeas, en ocasiones a distancia considerable entre si, por lo que la exi~ tencia de dichas vias de comunicac16n puede no suponer ninguna ventaja determinants para algunas de ellas. En otras ocasiones, resulta di~!cil entender como el alejamiento de solamente unos eentenares de metros de una earretera, da lugar a la elevaci6n de las ~recuencias de consanguinidad, hasta por un ~actor de 2. En el area aqui considerada,·con la excepci6n de Santa M~ Magd~ lena de Los Nogales, la carretera nacional no parece haber ten! do gran relevancia. Parroquias atravesadas por la misma (Doncos y Noceda), presentan las mismas frecuencias de uniones canaan­ guineas que otras alejadas (Alence, Nullan). Existe tambien una cierta tendeneia a identificar - altitud con aislamiento. Ello p~ede ser cierto a veces, pero no sistematicamente. Evidentemente no presenta la misma dificultad de acceso, una poblaci6n situada a 700 metros en la Meseta, que otra a 300 metros en la costa. Ademas las altitudes que se ci­ tan corresponden en muchas ocasiones, a cotas maximas de monta­ nas o cordilleras, sobre las que es muy poco frccuente que se - encuentre algUn asentamiento humano. En otros estudioe, se ha indicado una posible rela- 366 cion entre el tamafio y densidad de la poblaci6n, y la frecuen­ cia de matrimonies cons~guineos. Una revision simultanea de - las figuras 6 y 54, no·permite presuponer ninguna conexi6n en­ tre ambas variables, a diferencia de la encontrada por GOMEZ - (1981). For lo que se refiere a 1a densidad de la pob1aci6n, el cuadro 1 no sugiere, al igual que han sefialado CALDERON (1980) y VALLS (1960), la asociacion con el nivel de consanguinidad, - si bien es probable que en diferentes categorias poblacionales, sea posible demostrar tal relaci6n (PLNTO-CISTERNAS, 1979; SAUGSTAD, 1977). 367 3.6. INTERPRETACION GLOBAL A lo largo del presente capitulo ha quedado evideg ciado, que la actuaci6n de la migraci6n como mecanismo microeV£ lutivo viene determinada por los modelos de matrimonio y de re­ producci6n en la poblaci6n. El flujo genico que tiene lugar entre los mismoe y su tamano e£ectivo, junto con la intenaidad de 1~ inmigraci6n procedente del ,"mundo exterior", necesariamente hade refleja£ se en los valores de la matriz de parentesco, la cual se desa­ rrolla asumiendo que las tres variables citadas permanecen con~ tantes. Dicha presunci6n no deja de ser una hip6tesis sobre la que se deearrolla el modelo. KRAMER (1981), pone en duda la afirmaci6n de que la migraci6n sea en la especie humana un pro­ ceso markoviano, en el sentido de que si la gente toma en cons! deraci6n la presencia previa de antecesores en una subpoblaci6n determinada, se manifestara una cierta inercia al movimiento, - la cual incrementara la tendencia de los individuos a permane­ cer en el lugar de origen de sus antepasados. De esta forma el parentesco local se haria mayor, explicandose asi parte de las divergencias detectadas, entre los resultados derivados de da­ tos migratorios y de analisis geneticos. Dando por valido que los procesos migratorios que - tienen lugar en Los Nogales pueden asimilarse al modelo descri- 368 to mas arriba, se pasara seguidamente a comentar la variaci6n de los elementos de la matriz de parentesco, en relaci6n a va- riables analizadas a lo largo de los apartados precedentes. Comenzando por el periodo 1871-1899, se ha sefialado· que los mayores va1ores de ¢ii corresponden a las parroquias ~~: meros 9 y 1, seguidas de la 7 y 1a 5 (ver clave en el cuadro 80 Entre 1900 y 1929, la 9, 1 y 7 y posteriormente a 1930, la 1, 2 7, 9, muestran niveles de parentesco local elevados. Para cada periodo respectivamente, los menores coeficientes tienen lugar en las subdlvisiones 4, 3, 6, 8; 8, 3, 2; y 5, 6, 3. Ello viene a indicar que un grupo de parroquias de parentesco local supe­ rior al promedio, incluirla a las numeradas 1, 9 y ? y en el e~ tremo opuesto se situarian Tares y Noceda, de lo que se deduce que el grado de aislamiento es muy heterogeneo entre las diver­ sas subdivisiones. En opinion de ROBERTS y RAWLING (19?4), ello es mas bien sorprendente. Seria de esperar que en areas rurale existiera una estructura similar, resultado del conjunto de vi culos e interconexiones vigentes: "Cada parroquia no adopta de liberadamente sistemas de cruzamiento independientes. Es proba ble que altos niveles de parentesco en ciertos periodos, refle jen poblaciones que estan viviendo, no en un aislamiento absol to, sino que por las circunstancias se comportan mas como aisl dos que como comunidades que formru1 parte de la dinamica de un sistema de poblaciones locales mayor, la cual actua en el sent - do de producir una homogeneizaci6n regtonal'~ .. 369 A pesar de que ERIKSSON et al. (1973 a), han auger! do una cierta asociaci6n entre-¢ii y los niveles de endogamia, una observaci6n al cuadro 64, muestra que los valores maximos - corresponden a las parroquias de Doncos y Noceda, siendo poco - clara (excepto en el caso de Villadicente) la relaci6n con el - grado de parentesco. El parentesco medio predicho dentro de todas las -­ subdivisiones, se ha definido como el promedio ponderado de los elementos ~ii, contenidos en la matriz de parentesco o de paren tesco condicional. En este caso un elemento diagonal negativo, tendra el e£ecto de reducir la estima de FsT· Esta, como una e~ presion de la probabilidad de que dos genes hom6logos extraidos al azar de la subpoblacion, deriven de otro, en un antepasado - COmUn en la misma, sera un cuantificador del efecto de la dife­ renciacion de las frecuencins genicas entre las subpoblaciones, pudiendo tomarse por consiguiente como una medida del parentes­ co (ROBERTS et al., 1981). Las estimas derivadas de la matriz R, toman en cada periodo respectivamente los valores de O,OOL~34, 0,00411 y 0,007?9, lo que no indica ninguna tendencia decreciente de di­ cho promedio. La interpretacion de las diferencias on F'sT ha de realizarse en opinion de JORDE (1980) con precaucion, puesto que dichos valores pueden verse afectados en gran medida~ tanto por el numero total de subpoblaciones consideradas como por su tam~ iio. 370 La forma en que se corresponden los anteriores val£ res, con el parentesco local derivado de la aplicaci6n del mod~ lo de aislamiento por distancia, vendra dada por la cuantia - del elemento a = ¢(o) de la ecuacion de Malecot~ en cada momen­ to, si bien se tratara siempre de una estima por exceso, por ser en todas las parroquias (excepci6n sea hecha de la d9 s~ M~ Magdalena de Los Nogales y Vil1adicente), su radio promeiio ma­ yor de cero (ver cuadro 77). Loa coeficientes obtenidos fueron de 0,0256, 0,0119 y 0,0030 para cada periodo respectivamente, - muy por encima basta e1 afio 1930, de sus hom6logos en las matr! ces de parentesco, siendo de la misma magnitud que los valores de equilibria calculados por SKOLNICK et al. (1976).~ne todas­ formas, el principal interes de dicho modelo no consiste tanto en el conocimiento de los valores exactos de a y de b, como en la interpretacion del papel que la distancia juega sobre la es­ tructura genetica de la poblaci6n (Mielke, comunicaci6n perso­ nal). Diferencias en los niveles de "inbreeding" por un factor de 5, no son infrecuentes cuando se aplican metodos diferentes. Un ejemplo tipico lo constituye 1a estimaci6n de ~ a partir d isonimia, respecto a la obtenida de genealogias (ver ELLIS, 1977; FRIELD y ELLIS, 1974). Por otra parte, hay que tener en cuenta que el modelo de aislamiento por distancia puede consid rarse como una simplificacion, de forma que al ser mas general es menos preciso que el de las matrices de migracion (MORTON, 1977). Una fuente de error seria en opinion de MIELKE (1980), consecuencia de la representacion en conjunto de las distancia • 371 de migraci6n, lo que puede enmascarar la heterogeneidad del p~ rentesco local entre parroquias. La divergencia en sentido opuesto observable a par­ tir de 1930, consistente en que las estimas derivadas de la ma­ triz de parentesco superan a los valores de ¢(o), tiene su ori­ gen en el tipo de datos al que recurre cada modelo. En el prim~ ro se emplea informacion relativa al grado de endogamia intra­ parroquial y exogamia entre pares de subdivisiones, asi como el valor de la pre~i6n sistematica representada por los migrantes a "larga distancia". En el segundo se utillzan distancias de mi gracion, junto con.la fracci6n de migrantes a corta distancia­ derivados de aquellas. Al mismo tiempo, el tamafio de la pobla­ cion es en este modelo, funci6n de la distribucion de distancias padres-progenie, en tanto que en el las matrices de migraci6n se adaptan a la definicion dada en el apartado 2.5.B. De esta forma, toda elevacion de la distancia promedio padres-hijos, dara lugar a un incremento, tanto del tamafio evolutivo de la poblaci6n, co­ mo d! la proporci6n de migrantes a larga distancia, con el cons! guiente descenso del parentesco local. Este sera proporcional a la variacion de las diatancias de migracion, las cuales, como se ha indicado, se modificarondelprimer al tercer periodo por un­ factor de 3, no tanto por una disminuci6n de la clase de distan­ cias nulas, sino por una mayor contribuci6n de los inmigrantes - procedentes de distancias superiores a 100 Km., la cual hade­ atribuirse a partir del afio 1930, a una mayor movilidad masculi­ na. Dicha modificacion no s~pone una mejora de la red varia, si- 372 no que es una consecuencia de los nuevos habitos de transporte. La mayor movilidad de la poblaci6n, indicada por - las distancias de miBraci6n, no se corresponde con una reduc­ ci6n del grado de endogamia, ei c~al ha manifestado una gran e~ tabilidad, tanto a nivel parroquial como municipal (cuadro ~). El analisis de la variabilidad entre parroquias, de las distan­ cias maritales y porcentajes de endogamia, indica que si bien - la separaci6n geografica puede ser una barrcro. que actua en opQ sici6n al flujo genico entre las mismas, no se ha encontrado p~ ra el conjunto municipal, asociaci6n entre endogamia y distan­ cia, sobre todo con posterioridad a 1930, donde coexisten valo­ res elevados tanto para una como para otra variable. Sin embar­ go, en parroquias concretas si se cumple dicha relaci6n (p.e. - en S~ M~ Magdalena de Los Nogales). Lo anterior viene a indicar que el incremento de las distancias de migraci6n, seria conse­ cuencia de la modificaci6n de la movilidad de los matrimonies ex6.gamos, mantenie'ndose inalterada la contribuci6n de estos re_! pecto al total. En otras palabras, la elevaci6n de las distan­ cias promedio seria el resultado de la mayor movilidad de un n~ mero limitado de individuos procedentes de lugares alejados, - sin implicar la disminuci6n de la proporci6n de sujetos natura­ les de cada subpoblaci6n. Por ello ea precise insistir de nuev en lo inadecuado del empleo de las distancias medias respecto sus valores medianos, puesto que parece cvidente el efecto des proporcionado que origina la introducci6n de uno o varios indi viduos procedentes de regiones lejanas, sin corrcspondencia co 373 sus probables consecuencias geneticas. Por consiguiente, puede concluirse, de acuerdo con WORKMAN et al. (19?6), que curutdo la estructura real de la poblaci6n y los supuestos no son concurreg tes, es inevitable obtener resultados distorsionados. Por lo que se refiere a los elementos de la matriz - de parentesco exteriores a la diagonal principal, los cuales de~ criben el flujo genico entre subdivisiones, se ha indicado (cua­ dro 75), que las mayores afinidades se dan entre los grupos 1, ~ 8, 6; 2, 7, 6, 3; 3, 2; 4, 5; 5, 9; 7, 9, 1, 3; 8, 7, 1 y 9, 7, 5. Ello esta en concordancia con la ausencia de una serie de co~ binaciones, entre determinados pares de parroquias, en la matriz de migraci6n (cuadro 71). En la misma se aprecia que el movimieg to preferente ha tenido lugar entre las subdivisiqnes 1 a 8, 2 a 3, 2 a 6, 3 a 2 y 6, 2. Al mismo tiempo la numero 4 se manifies­ ta aislada de las demas, y en menor medida la 3 y la 1. Por otra parte la 8 y la 9 son grupos predominantemente receptorcs. Una forma de expresar la relaci6n entre pares de po­ blaciones, viene dada por su asociaci6n funcional, la cual mues­ tra que durante el ultimo tercio_del siglo pasado, las parroquias con mayor grade de aislamiento fueron las de Alence, Villadicen­ te, SA Ms Magdalena y San Andres de Los Nogales, mientras que la de Doncos seria la mas permeable a nuevos individuos (cuadro 78). En el periodo siguiente, de nuevo San Andres s~ presenta como la subdivision mas cerrada siendo Donees y Nullan las mas accesibles. Por este metodo pueden en conjunto senalarse como parroquias ai~ 374 ladas, las numeradas 1, 4, 5 y 9, existiendo al mismo tiempo - otro grupo receptor (2, 6, 7, B). Lo anterior encuentra au complemento en la figura 50, en la que se ha representado el sentido del movimiento, a partir de las matrices probabiliaticas. En dicha figura se ev! dencia que los intercambios tienen preferentemente lugar en el sentido 1 a 8 y 5 a 4, presentando la numero 7 un fluj9 migra­ torio favorable a las parroquias adyacentes. Simultaneamente 2 y 3 muestran muy escasoa intercambios con la capital del muni­ cipio, lo que viene a indicar que la presencia de una importan te via de comunicaci6n, no !omenta un mayor flujo genico entre las mismas. De todos los factores que parecen intervenir en la elecci6n de la pareja, se le ha atribuido una importancia pre­ ponderante a la naturaleza geografica, la cual puede quedar -­ aceptablemente representada por la distancia kilometrica entre poblaciones. En una primera aproximaci6n, la figura 50 ha perm! tido afirmar que el flujo genico es mas importante, entre pa­ rroquias vecinas. A un nivel de complejidad superior, la corr~ laci6n de las distancias geograficas, tal como se han dcfinido sobre los elementos ¢ij de la matriz de parentesco (figuras 51 a 53), muestra un agrupamiento entre las subdivisiones numeros 2, 3, 6 y 7, con un gTado de parentesco superior al esperado, al tiempo que la 4 se aparta claramente. Las condiciones geogr • 375 ficas explicarian en cada periodo sucesivo el ?9, ?7 y 65% de la variabilidad del parentesco interparroquial, influyendo ad~ mas cualquier otro tipo de factores. La disminuci6n de dicho - valor, viene a indicar que la movilidad ha adquirido una mayor independencia en relaci6n a las limitaciones geograficas. Esto venia ya indicado por la disminuci6n de b en el modelo de ais­ lamiento por distancia, pasando la geografia a ocupar, tal co­ mo opinan CRAWFORD et al. (1981), un papel secundario. Acaba de indicarse que la parroquia de San Andres, t permanentemente ha manifestado un grado de aislamiento respec­ to al resto de la matriz poblacional, superior al predicho por au posici6n geografica. Algo parecido sucede con Villadicente y S~ M~ Magdalena de Los Nogales. La divergencia de las parro­ quias 4 y 5, podria atribuirse a la,existencia de valores de m (presion sistematica) muy elevados. En el extreme opuesto, 7 y 9 presentan pocos inmigrantes exteriores al municipio. Parece existir (con la excepci6n de S~ Mg Magdale­ na de Los Nogales), una cierta relaci6n entre el perimetro de contacto de una parroquia, con las correspondientes ae los mu­ nicipios adyacentes, y la tasa efectiva de inmigraci6n, no in­ fluyendo de manera importante ni el tamafio ni el nivel de end2 gamia de cada una de aquellas. De todos los individuos que se han incluido en la categoria de migrantes a larga distancia, mas de 3/4 proceden de zonas situadas por debajo de los 9 Km como promedio, lo que 376 no permite supon.er en principia diferencias geneticas de cons1 deraci6n entre las misrnas. Seria interesante conocer en fpini6n de WARD y NEEL (1970), la composici6n genetica de lhs'porlacio­ nes emisoras y receptoras de individuos, puesto que la m:crodi­ ferenciaci6n puede darse siempre que existan estructuras genet! cas diferentes, ya sean las distancias geograficas que lts sep~ ra grandes o pequenas. Resulta por tanto superfluo, indicar la importancia que tendr!a la comprobaci6n de los modelos qte aqu! se han aplicado, con informacion derivada de analisis geleticos. A pesar de ello, las estimas de ~ obtenidas sin conocimi~nto de las frecuencias genicas de las poblaciones exteriores, pteden - considerarse como un razonable limite inferior del valorreal­ (WAGENER, 1973). Sabiendo que la migraci6n puede actuar en op>sici6n a la deriva genetica, fomentando la homogeneizaci6n entxe pobl~ clones, las consecuencias que pueden extraerse de todo lo que - se viene describiendo, es que la posibilidad de que este meca­ nismo evolutivo haya actuado parece remota, aproximandore al v~ lor requerido, solamente la parroquia de Villadicente, '"J en el periodo 18?1-1899 la de Alence. Como se ha indicado, ambas son parroquias que presentan valores de ~ii muy elevados, ccnsecue cia probable mente de un tamaiio poblacional reducido, y tn grad de aislamiento acusado. Esta ampliamente accptado que la migracion fS uno de los factores que actua sobre la determinacion del ni~el de • 377 "inbreeding" de la poblaci6n, de .forma que valores elevados de bate, suelen darse en localidades con exogamia reducida (FREIRE­ MAIA y FREIRE-MAIA, 1962).·Ello no implica que deban considera~ se carentes de importancia los condicionantes socioculturales, puesto que mayores valores de d.. pueden reflejar simplemente - un~ mas intensa presion para conservar la tierra, y evitar la - fragmentaci6n de las propiedades (ROBERTS et al., 1979; RODRI­ GUES-ARETA, 1981). Oabe seguidamente plantear la cuesti6n de hasta que punto, el coeficiente de consanguinidad aparente, como medida - del nivel de "inbreeding" de la poblaci6n, responde al modelo - de migraci6n descrito, teniendo en cuenta que tanto uno como -­ otro, contribuyen a la desviaci6n del "random mating" (LAZO et al., 19?8). En la zona estudiada, el coeficiente 0( promedio es inferior a 0,003, cifra que se aparta hasta el periodo 1930- 1952, poco de los valores de~ parentesco local medio pronostic~ do. Los niveles maximos de cX(500. 10-5), localizados en las­ tres primeras decadas del siglo actual, son muy pr6ximos a aqu~ llos entre los afios 1871 y 1899, · lo que aproximadam.ente corr.es­ ponderia al coeficiente de parentesco de la generacion preceden te, centrada alrededor del afio 1885. Esta equivalencia es supe­ rior a la encontrada por ABELSON (1980) en el valle del Roncal, poblaci6n en la que FsT supera 4 veces a los valores dec{ obte­ nidos de genealog!as. Este mismo autor senala que en el caso de 378 divergencia, la estimacion basada en la matriz de migracion, es mas real que la derivada de los registros matrimoniales. De to­ das formas, ambos valores no son estrictamente comparables, pue~ to que ot representaria el efecto (F18) del "inbreeding" debido a las uniones consanguineas (ROBERTS~ al., 1981), en tanto que FST equivaldria a la probabilidad de homocigosis de la descende cia, debida a la union de parientes bajo condiciones de cruza­ mientos al azar. Las diferencias observadas reflejarian por tag to, una preferencia hacia los matrimonies no consanguineos (PO- LLOCK et al., 1972). SegUn GOMILA y GUYON {1969), en toda poblacibn de t mano reducido, los individuos solo tienen dos opciones: casarse con un pariente o buscar c6nyuge en el exterior. Ello deberia r flejarse en una cterta relacion entre el nivel de eiidogamia y e de inbreeding {SCHREIDER, 1976) • • La existencia durante el final del siglo XIX de val· res de ~ inferiores a los registrados en el per~odo 1900-1929, hace pensar en la presencia de mecanismos distintos del grado d aislamiento como determinantes del nivel de consanguinidad. Por otra parte, la variabilidad entre parroquias, con valores mini­ mas en S~ M~ Ma~dalena y maximos en Villadicente, Quinta y San Andres, se corresponde en los tres primeros casos con los coefi cientes ¢ii indicados en la matriz de parentesco (cuadro 75), ro la parroquia de San Andros no mueotra niveles de parentesco local excesivamente elevndos. 379 La deteccion de una consanguinidad equivalente en las parroquias de Doncos y Noceda, respecto a las de Alence y Nullan, permite nuevamente descartar la influencia de la carr~ tera nacional como determinante del sistema de cruzamientos. - El reducido porcentaje de matrimonies consanguineos celebrados en S~ M~ Magdalena, si podria estar condicionado por dicha via, a traves de su endogamia reducida y mayores distancias marita­ les (cuadros 60 y 64). Tores, la siguiente subdivision con me­ nor eonsanguinidad, tambien muestra distancias maritales prom~ dio elevadas, lo que estaria en eoncordancia con la opinion de ~ que los parientes contraen matrimonio mas frecuentemente a di~ tancias cortas (ARAUJO y SALZANO, 1974; CALDERON, 1982; FREIRE­ MAIA y CAVALLI, 1978; IMAIZUMI, 1977, 19?8; MOllAUREDDY, 1979). Del resto de las parroquias, con la excepci6n de la de Villadi­ cente, nose aprecia ning6n tipo de-dependencia entre ambas va­ riables. Podria pues concluirse que la asociaci6n entre endoga­ mia, distancias maritales y consanguinidad, es mas bien modera­ da (SAUGSTAD, 19??), tal vez por presentar algunos tipos de c~ zamientos consanguineos, tendencia a la exogamia (VALLS, 1980). .· CAPITULO IV RESUMEN ! CONOLUSIONES 381 Seguidamente, se presentan los aspectos mas impor­ t$ntes de la 1nvestigaci6n que pueden concluirse de los apart~ dos precedentes: 12.- Desde 1857 hasta 1940, el numero de_habitantes de las nu~ ve parroquias consideradas, apenas ha variado, mantenien­ dose entre 4.000 y 5.000 individuos, cifra que podria co~ siderarse el maximo posible de la poblacion. A partir de dicho censo cabe indicar un decrecimiento de la poblaci6n con tasas del ~~ anual. Con posterioridad al ano 1975 pu~ de apreciarse el fin de la anterior tendencia. La evolu­ ci6n descrita se cumple, con la excepci6n de la capital - del municipio, en todas las subpoblaciones. Dicha evolu­ ci6n ha implicado una redistribuci6n del numero de rest­ dentes por asentamiento, de forma que en la actualidad son mas frecuentes aquellos que albergan de 20 a 30 vecinos. En los Nogales nq es posible sefialar ningUn incre- men to de la poblaci6n en los afios de nost~erra, a difereQ cia de lo ~e ocurre en otras areas de la provincia de Lu- go, de lo ~e se deduce que la variaci6n del numero de ha- bitantes se rige por patrones muy localizados geografica- mente. 22.- Hasta el afio 1940, la densidad caracteristica de la pobla- 2 cion de Los Nogales ha sido de unos 40 hab./Km • PosterioE 382 mente se ha reducido hasta los niveles actuales~de 20 hab. /Km2. 3Q.- Los 7 censos analizados indican que en 1960 y 1970,tiene ly gar un importante estrechamiento de la base de las pirami­ des de edades, siendo en 1970, similar la contribuci6n de todos los grupos de edades. Previrunente, con la excepci6n de 1930, predom.inaron los grupos juveniles por encima de .­ la edad de 5 afios, siendo el defecto de las clases inferiQ rea atribuible a un exceso de mortalidad infantil. La proporcion de la poblacion por debajo de los 15 afios nunca super6 el 15% del total, y a partir de 1930 se aprecia una menor contribuci6n de los individuos en edades reproductoras, haciendose desde el censo de 1950 notorio, el envejecimiento de la poblaci6n por de£ecto de individu juveniles y exceso de personas mayores de 65 afios. 42.- A lo largo del intervalo de 1tn siglo, la proporci6n secun­ daria de sexos se mantuvo entre 99 y 117, correspondiendo a valores generalmente elevados y superiores al promedio - regional, sobre todo con posterioridad a 1930. 52.- Hasta 1950, la contribucion masculina a la proporci6n ter­ ciaria de sexos fue inferior a la secundaria, mientras que en 1960 y 1970 la proporci6n terciaria se eleva sabre la - • secundaria. En dichos censos, las mujeres en edad reproduc 383 tora (20-44 afios, equiva1ente a1 9% de las maternidadea), ind~can un exceso de 18 y 32 varones por cada 100 mujeres, 1o que se ha atribuido a una mayor emigraci6n femenina -­ en dicho periodo. 62.- No se ha hallado correlacion entre el numero de hijos naci­ dos vivos por familia, y la relacion de sexos por fatria, asi como tampoco con la edad de maternidad en cada paridad. ?Q.- Previamente al afio 1930, las tasas brutas de natalidad se han mantonido entre 20 y 35%o, alcan.zlmdose en 1900 1Q2!Q:­ talidad maxima, fase seguida por una tendencia decreciente, acentuada en los afios previos a 1920 y durante la guerra - civil. Hasta el aiio 191~0, es posible seiialar una cierta -­ asociacion entre natalidad y nupcialidad. La actual dismi­ nucion de aquella, estaria relacionada con la reduccion del numero de individuos en edades reproductoras. 8Q.- La tasa de ileGitimidad registrada en Los Nogales, debe cons.iderarse una eubestima, por incluir exclu.sivamente las concepciones premaritales, que han producido descendencia anterior a la boda. Dicha tasa fue sumamente elevada, al­ canzando a finales del siglo XIX cifras del 2~~, reducieg dose a partir del comienzo de la presente centuria, basta ni veles del 15~~. Durante la II Republica los val ores se - 384 aproximan al 9%, volviendose a elevar durant~ el periodo - belico. En la actualidad la ilegitimidad es similar a la - de otras provincias espafiolas. Las causas de lo anterior estarian en un exceso de celibato femenino, asi como en el retraso de la edad al - contraer matrimonio. No parece existir relaci6n con la tasa de nupciali- dad. 92.- La tasa bruta de mortalidad se ha mantenido entre 1871 Y 1899 en torno al 30%o. Posteriormente se redujo hasta un- 2~~o, siguiendo una rase en un principio estable y mas ta£ de decreciente, con nula repercusion de la guerra civil. - Durante las dos ultimas decadas se observa un incremento - de la mortalidad, resultado del envejecimiento de ln pobl~ cion • . El maximo absoluto corresponde al afio 1918, experi­ mentando los tres ultimos meses de dicho afio, incrementos del numero de defunciones por un factor de 5,5, 11~,5 y 4,0 siendo el sexo femenino el mas afectado, principalmente en edades inferiores a los 40 afios. 102.- La proporci6n de muertes infantiles respecto al total de - defunciones! se mantuvo hasta 19!~0 a niycl del 15%, redu­ ciendose desde entonces hasta situarse . los ultimos afios • 385 en. torno al 5%. Ello implica que ambos tipos han seguido ritmos diterentee. A finales del siglo pasado, la tasa de mortalidad infantil alcanz6 valores del 130%o, reduciendose a 110%o en el periodo 1910-1940, aproximandose en los afios 60 al 2C1'J,o. Loa anteriores valores resultan·inferiores al prom~ dio nacional, durante la mayor parte del presente siglo. llQ.- Son importantes las divergencias, entre las estimaR de - ·los componentes de la mortalidad infantil, obtenidas por metodos graficos y numericos. Tanto el componente endogeno como el ex6geno, se - han reducido en el tiempo, principalmente este ultimo -­ (desde 4/5 a 1/2 de todas las defunciones in:(antiles). - El cruce de las curvas que describen ambos componentes, tuvo lugar con posterioridad al ano 1940. 12Q.- Las t~sas de mortalidad espec!ficas para cada edad, muc~ tran que las defunciones de individuos por encima de los 65 afios, supera a las muertes infantiles, solamente a -­ partir del afio 1940, como una consccuencia de la modifi~ caci6n de la supervivencia de cada grupo de edades, y de la redistribuci6n de la pirnroide de la poblaci6n. 13Q.- En el grupo de edades reproductorns, el iridice de super- 386 mortalidad masculina tomb en loa afios 188?, 1930, 1950 y 1960, los valores de 106, 116, 145 y 163 respectivamente. Posteriormente a 1940, el numero total de defunciones fe­ meninas fue superado por las masculinas, lo que junto con un exceso de varones al nacimiento, implica 1a existencia de una mas intensa emigraci6n de mujeres, 1a cual tuvo a su vez como efectos secundarios, la elevaci6n de la propo~ cion terciaria de sexos en el grupo de edades reproducto­ raa, asi como un incremento de la proporcion de defuncio­ nes masculinas. Debido a lo anterior, se concluye que la tasa de mortalidad por sexos y edades, puede verse altera­ da en gran medida por 1a emigracion diferencial de sexos. 149.- El numero de defunciones super6 al de nacimientos, solameQ te en los ruios 1872, 1878 a 1881, 1892, 1918, 193&, 1939 y posteriores a 1961. Durante los afios de guerra civil, 1a - reducci6n de la tasa de crecimiento natural, se debio a -­ una menor natalidad, permaneciendo inalterada la mortali­ dad. A partir de 1960, el enveJ£cimiento de la poblacion 7 la perdida de individuos del grupo reproductor, dieron lu­ gar a un continuo crccimiento yegetativo negativo, el cual podria, de no corregirse, conducir a largo plazo a la vir­ tual extincion de la poblacion. 15Q.- En todo el periotlo estudiado, el saldo migratorio nllllCa -­ fue positivo, lo que implica que la estabilidad de la po- 387 .• blaci6n se ha logrado a travos de la emigraci6n, la cual se ha opuesto aiempre, al incremento potencial del efect! vo de aquolla. Entre 1930 y 1960, la mayor contribuci6n al saldo - migratorio negativo, se debi6 al sexo femenino. Principal mente a partir del ano 19501 el grupo de edades reproduc­ toraa, ee vi6 afectado por una mayor emigracion de muje­ ~~ lo que di6 lugar a una elevaci6n de la proporci6n -­ terciaria de sexos. 4 162.- La tasa bruta de nupcialidad, inferior al promedio nacio- nal, presento SUB nivelcs maximos en los periodos 1871- 1905 y 1940-1960. En 1935 culmina la tendencia deere --­ ciente iniciada anteriormente, la cua.l no puede ser atri­ buida entonces, a una despropo~ci6n de sexos en el grupo de edades reproductoras. Durante la II Republica ae deteQ ta un defecto de matrimonios (tanto religiosos como civi­ les), contrarrestado por un exceso de los mismos en los - aiios de postguerra.. Los niveles de nupcialidad posterio­ res a 1960, reflejan la composici6n de la poblaci6n, def! citaria en individuos en edad de contraer matrimonio. Es notoria, sobre todo desde 1960, la mayor estabi­ lidad de la tasa de nupcialidad respecto a la de natali­ dad, no encontrandose relaci6n dirccta con la tasa de mo£ talidad y saldo miGratorio. 388 172.- Los niveles de nupcialidad descritos, deben atribuirse a la existencia de indices de celibate definitive sumamente elevado~, los cuales dcspues de 1950, suponen valores su­ per.iores en el sexo fcmenino. 18Q.- Los matrimonies de rango 2 y siguientes, implican alrede­ dor de 1/5 de todos los celebrados. La mayor participaci6n del sexo masculine en las uniones matrimoniales, no puede atribuirse a una sobrernortalidad femenina. 192.- No se aprecia tendencia decreciente en el tiempo, de la - edad al contraer matrimonio. Hasta 1930, la consideracion de los matrimonies "no utiles", eleva la edad marital pr.Q medio una unidad. Por el contrario, la exclusion de las - segundas y posteriores nupcias, la disminuye ent~0,6 y - 0,9 afios cuando se trata de matrimonies utiles, incremen­ tandose las diferencias si se toman en cuenta los "no uti les". 20Q.- La correlnej (n entre las edades del varon y de la mujer, es siempre positiva. Entre los matrimonies "utiles", a pa tir de 1930 no es significativa. Las anteriores correlaci nes se elevan si no se excluyen los matr:i.monios de rango y siguientes, lo que implica que cuanto mas elevada sea 1 la edad de ln mujer, mayor sera la homogamia para la edad marital. 389 212.- Cuando se aplicanvarios criterios para la seleccion de­ las familias reco~struidas, son en general poco importan­ tes las diferencies entre las diversas estimas del tamafio familiar. Tanto le exc~usi6n de los nacimientos ilegitimos, como la consideraci6n de la presencia del acta matrimonial, da lugar a promedios ligeramente por debajo de los corres­ pondientes a las :!amilias con simplemente .fecha de ".fin de uni6n". Por el contrario, cuando las duraciones matrimo­ niales son superiores a los 25 afios, el tamafio familiar se ele~a en aproximadamente una unidad. Por ello, de los mul­ tiples cri terios aplicables, el mas venta,joso sera el que resuma la interacci6n de la tasa de ilegitimidad, probabi­ lidad de defunci6n, edad marital, etc., es decir el que i~ ponga solamente la condici6n de la existencia de una recha de fin de union conocida, y excluya las uniones "no utiles". 222.- Por lo que se refiere al promedio de hijos supervivientes por familia, el criterio aplicado origina variaciones en - el mismo sentido que acaba de describirse, puesto que se - trata en este caso, de distribuciones desplazadas hacia el origen de coordenadas, por disminuci6n de au rango de dis­ persion. 23Q.- Para el conjunto de los tres periodos considerados, el in­ dice de variabilidad refcrido al tamafio familiar, ha osci­ lado entre 1,3 y 2,2 segUn haya sido el criteria aplicad~. 390 Por periodos individuales, se aprecia una tendenci~ bacia la homogeneidad en dicho !ndice, por modificacion, sobre todo despues de 1930, de la media, moda, mediana y rango de las distribuciones correspondientes. La inclusion de las familias "no utiles", al incre­ mentar la proporci6n de infertilidad, modifica en mayor - medida el indice de variabilidad que el promedio del tama-. :iio familiar. Lo contrario ocurre cuando dicho indice, ref~ rido a los descendicntes supervivientes toma en considera­ ci6n a las familias con al menos un hijo natural. 24Q.- A pesar de ser relativamente elevado el nUmero medio de - descendientes nacidos vivos por familia (proximo a 5 antes de 1930), la fracci6n de los mismos que sobreviven a su­ primer y quinceavo aniversario, fue en el periodo 1871- 1899 de solamente 0,855 y 0,702 respectivamente, olevand~ se desde 1930 a 0,936 y 0,880. Pese a la disminucion de la natalidad experimentada, y teniendo e~_2uent~!a relaci6n fertilidad-probabilidad de supervivencia, ba de concluirse que el periodo 1900- 1929, result6 c~_mas v~nt~joso para la poblaci6n consider ~ da. 25Q.- Las frecuencias-de infertilidad nunca fueron muy elevadas mantenilmdose en torno al 6~{,. J.1a inclusion de las familia • 391 "no utiles" di6 lugar en el tercer periodo, a un increme!! to de 5 puntos en dicho porcentaje. 262.- Los matrimonies de range 1 presentan mayores niveles de - fertilidad, mientras que las uniones del tipo 12, acusan el defecto de casi un descendiente por familia. Sin emba£ go, la mortalidad infantil resulta menor en este grupo. 272.- Las diferencias en adaptabilidad respecto a la movilidad diferencial de los progenitores, no parecen muy importan­ tes. Las familiae end6gamas dentro de cada parroquia, mue~ ~ tran tamaiios familiares algo mayores que las que lo son a nivel de aldea, mientras que la influencia de la desigual movilidad del marido y de la mujer, no es consistente de - uno a otro periodo. La mayor parte de la heterogeneidad entre el numero de hijos supervivientes, podr!a responder a variaciones en fertilidad. 28Q.- Las diferencias en supervivencia de la descendencia de los matrimonies consanguineos respecto a los no emparentados, se atenuan del primer al segundo periodo. En el primero de ellos, una mayor fertilidad se superpone con una mas elev~ da probabilidad de supervivcncia, no implicando por consi­ guiente conducta compensatoria alguna, la cual sin embargo, si podria ser admitida con posterioridad al afio 1900. 392 292.- No es posible demostrar una viabilidad reducida, entre la descendencia de las famiLtas con hi,jos naturales. 30Q.- La edad media de maternidad se ha mantenido en gran medi­ da eatable a lo largo del tiempo. Dado que la primera re­ prod.u·cci6n ha experimentado un cierto retraso, lo anterior sera consecuencia del acortamiento del periodo reproductor femenino, el cual del primer al tercer periodo se redujo a la mitad, como consecuencia de la limitaci6n del tamafio f~ miliar. 31Q.- La correlaci6n entre la edad de maternidad promedio y la - duraci6n del periodo reproductor femenino, siempr~ fue po­ sitiva, aunque solamente en el periodo 1900-1929 super6 el nivel de significaci6n. 32Q.- Debido a una mayor longevidad, las duraciones de las unio- nes matr.imoniales se han incrcmentado, del primer al ter- cer periodo, en dos afios. 332.- La aplicacion del modelo de regresiones multiples, propor­ ciona coeficientes R2 superiores a 0,8, cuando la variabl~ dependiente es el numero de hijos nacidos vivos por fami­ lia. La coherencia entre dicha variable y cl numero de hi­ jos supervivientes, se limita a la duraci6n del periodo r~ productor en los tres peri~dos analizudos, y en el ultimo 393 de ellos a la edad marital femenina. Las variables consideradas no explican adecuadamen­ te, la variabilidad interfamiliar de la mortalidad infan­ til. 34Q.- Los valores del indice de Crow y suo componentes, se han visto afectados en gran medida por la modificaci6n de la fertilidad y mortalidad en la poblaci6n. Del primer al - tercer periodo, Im/I se redujo en un 50%, al tiempo que - If se ha hecho mayor, incrementandose por consiguiente au contribuci6n al indice total. 35Q.- La mortalidad durante el periodo fertil, ha reducido el - potencial reproductor de la poblaci6n (Rpot), entre un 15 y un 20%. Despues del afio 1930, una mas intensa limitaci6n de los nacimientos, podria afiadirse al efecto de aquella. 36Q.- Entre un 58 y un 71% de los miembros de cada generaci6n, tuvieron oportunidad potencial (Ibs) de constituir la si­ S¥iente. 372.- El tamafio reproductor de la poblaci6n, puede estimarse en el 27,29 y 30% del total de habitantes, en cada periodo - respectivamente. 38Q.- En cada periodo consecutive, el tamafio efectivo de la po- 394 !>laci6n es.tuvo integrado por el 21+18 1 25,5 Y 28,3% de la poblaci6n total. Puesto que el indice de variabi1idad es superior a 1, dichos valores se mantuvieron por'debajo - del tamafio reproductor, atenuandose ademas las diferen­ cias, cuanto menor fue la varianza en el numero de desceg dientes. 39Q.- La distribuci6n de las distancias de migraci6n entre loa lugares de nacimiento de los c6nyuges, es clarament~-. tocJrtica, con maximo en 1a clase 0-1 Y~, no apreciandose ninguna disminuci6n de esta ultima de uno a otro periodo. Las distancias maritales promedio se han increment~ do, principalmente a parti.r de 1930, sin embargo las me­ dianas no se han modificado. Del primer al tercer periodo la variaci6n de aquellas, se deberia al incremento del -- 5,8%, de la proporci6n de matrimonies a distancias supe­ riores a los 15 Km. Las desviaciones tipicas se elevaron en una proporci6n similar a la de las medias correspondie tes. 40n.- El incremento de 1a distancia marital promedio pucde atri buirse a una modi.ficaci6n de la movilidad, consecuencia - mas' -de la in troducci6n de nuevas formas de transporte, - que de la mejora de 1a red viaria, o de la a1teraci6n de la composici6n socioprofesional (i,, la poblaci6n. 41Q.- Una parte considerable de la mir:·~1ci6n, tiene lur;ar con - 395 anterioridad a la celebraci6n de la boda. Debido a ello, las distancias entre los lugares de residencia, no siguen la evoluci6n descrita para la distancia mar~tal entre las localidades de nacimiento. 422.- La clase de distancias nulas en la distribuci6n padres­ hijos, ha superado a la correspondiente madrcs-hijos, no apreciandose ni en uno ni en otro cnso tendencia decrecie~ te en el tiempo. 432.- Apenas ha eiperimentado variaci6n la movilidad femenina de t uno a otro periodo, siendo por tanto atribuible el incre- mento de las distancias maritales despues del afio 1930, al sexo masculino. 442.- Existe una gran heterogeneidad ~e la distancia marital en­ tre parroguias, estando el rango de variacion normal com­ prendido entre 3 Y, 12 Km. No se da una clara relacion en­ tre la anterior variabilidad, y la superficie, poblaci6n, altitud y proximidad a la carretera nacional, de cada pa­ rroquia. 452.- No es posible demostrar ninguna asociaci6n, entre la edad al contraer matrimonio y la distancia marital. 46Q.- La endogamia matrimonial no manifiesta, tanto a nivel mu- 396 nicipal como parroquial, nin5una tendencia decreciente en el tiempo. 472.- Cualquiera que sea el nivel de endogamia considerad9, la movilidad femenina es de 1,1 a 1,9 veces superior a la - masculina, lo que supone una tendencia patrilocal del mo­ vimi~, la cual se atenua cuanto mas elevaca sea la se­ para~6n geografica, entre las poblaciones de origen de - los c6nyuc;es. 48Q.- Dado que no se aprecia nin~tna correspondencia temporal - entre endogamia y distancias de migraci6n, ha de rechaza~ se la asoci aci6n de di chas variables a ni vel municipal, - siendo por el contrario admisible en parroquias concretas (Ej. S~ M~ Magdalena de Los Nogales). Lo anterior seria - consecuencia de que una mayor movilidad dcntro de los ma­ trimonios ex6~?IDost-no ha de~suponer necesariamente una­ disminuci6n del grado de endogamia en la poblaci6n. 492.- El f'lu,jo mi(!jratorio entre parroguias no adyacentes, ha si do e? general poco importante. Por ello, no existe ningun subpoblaci6n que haya recibido inmigrantes de todas las d mas, permaneciendo sin completar 1/4 de las combinaciones posibles dentro de la matriz de migraci6n. 502.- En el interior del municipio, las pa.rroquiat: mas aisladas • 397 han aido las de San Andres, Noceda y Alence. 51.- El movimiento no ha sido simetrico, teniendo aquel lugar - preferentemente de los anejos a sus parroquias correspon­ dientes. Al mismo tiempo, pueden sefialarse subpoblaciones eminentemente receptoras de individuos (Tores y Villadicen te), frente a otras emisoras (Quinta). 52.- La carretera nacional, no ha sido un vehiculo importente - del flujo genico entre parroquiaa. 53Q.- Los mayores intercambios genicos con poblaciones exteri£­ res a la zona considerada, implican a las parroquias de - San Andres, Tores y Los Nogales, situandose en el extrema opuesto, las de Quinta y Villadicente. 54Q.- Existe una cierta asociacion entre la tasa de migraci6n - efectiva, y la longitud.de la zona de contacto, entre~­ . rroguias interiores y exteriores al mtmicipio. 55Q.- Dado que mas del ?~G de los Benes introducidos desde areas exteriores a la zona considerada proceden de localidades - situadas a distancias inferiores a los 9 Km, puede acepta~ se que la migracion existente en aquellas tiene tambien lg gar entre parroquias adyacentes. 390 562.- El coeficiente de aislamiento reproductor se aproximo al valor de 5, solamente en la parroguia de Villadicente, y en el periodo 1871-1899,· tambien en la de A1ence, siendo por consiguiente la primera, la poblaci6n con mayores P£ sibilidades de actuaci6n de la deriva genetica en el pa­ sado. 572.- E1 diferente grado de aislamiento entre subpoblaciones, viene evidenciado por la ~riabilidad del coeficiente de parentesco dentro de aquellas, presentandose los valores maximos, en las parroquias de Villadicente, Alence y Quig ta. 582.- El parentesco local medio dentro de las subpoblaciones, - toma en cada periodo consecutive los valores de 0,00565, 0,0054-2 y 0,01049, al tiempo que el derivado de la matriz R es igual a 0,00434, 0,00411 y 0,00791. No se evidcncia ninguna tendencia decreciente, que se corresponda a la m£ dificaci6n de las distancias de migraci6n. 592.- Son qe consideraci6n las diferencias entre las estimas - del parentesco local, calculado en base al modele de ais lamiento por distnncia, o de las matrices de migraci6n. D cha divergencia se ha atribuido al diferente tipo de info maci6n que utll-iza.n: distancias de migraci6n y ni ve1es de endogamia, los cuales no siempre son concordantes. • 399 60Q.- Los elementos exteriores a la diagonal principal en la m~ triz de parentesco, evidencian una gran heteroBeneidad en­ tre las afinidades parroguiales. Puede indicarse un agrup~ miento entre las parroquias de Doncos, Noceda, Nullan y - Quinta, al tiempo que la de San Andres (y en menor medida las de Villadicente y los Nogales), manifiestan un distag ciamiento con el resto de la poblaci6n. 612.- La posicion geogr8..fica de cada parroquia, explicar1a en - cada periodo, el 78,85, 76,56 y 64,~~% de la variabilidad interparroqtiial en parentesco. Con posterioridad a 1930, se hace evidente la mayor independencia del flujo genico respecto a las limitaciones espaciales. 622.- La heterogeneidad del movimiento se ha hecho tambien evi­ dente por la "asociaci6n funcional 11 , la cual pone de mani­ fiesto la existencia de un gruEo de parroouias facilmcnte accesibles (Doncos, Nul"lan, Quinta y Tores), frente a otro con un elevado grado de aislruniento, en relaci6n al resto del municipio (Alence, San Andres, Los Nogales y Vi lladicente). 63Q.- Los porcentajes de consanguinidad registrados, los cuales no son muy elevados (5,16%), corresponden a niveles de -­ consanguinidad (0,00234), algo superiores al promedio na­ cional debido a la alta proporci6n de matrimonies en gra- 400 do II. Lo anterior, se ha relacionado con un exceso de n~ cimientos ileBitimos en la poblaci6n. 642.- Los mayores niveles de consanguinidad (hasta 0,00500), c~ rrespondientes al periodo 1900-1930, son equivalentes al parentesco local medio en la ganeraci6n precedente .. Aunque dichas cantidndes no son totalmente comparables, sugieren que los matrimonies entre parientes tJ,.enden a ser evitados. 65Q.- Con anterioridad al afio 1930, es posi.ble seii.alar una cierta asociaci6n entre saldo migratorio y nivel de consanguini.do.d 662.- De nuevo. se manifiesta una gran heterogeneidad entre parro­ ouias, presentando los mayores porcentajes de consanguini­ dad las de San Anclres, Villndicentc y Quinta, y los minimos la de S!'! M~ Magdalena de Los Nogales. De entre ellas, sola­ mente las tres ultimas muestran una correspondencia con lo niveles de parentesco local, indicados por la matriz de pa • rentesco. A modo de conclusion final, podria afirmarse que ha quedado evidenciada la interacci6n de diversos factores de natur leza biodemogrifica, con los niveles de fertilidad y mortalidad familiares. Al mismo t;empo ello ha repercutido en la posible ac cion de la selecci6n natural, asi como en la variaci6n espacial temporal de los patrones de movimiento de la poblaci6n. !to I BIBLIOGRAFIA ABEL~~ON, A.E. (1976).- Altitude [illd fertility H1~!Il . .!-_}3io1. L~B, 1: 83-92 ABEIBON, A.E. (1978).- Population structure in the western Py­ renees: social class, migrations and the frequency of consanguineous marriae;cs 1850 to 1910 Ann. Hum~~iol. 5, 2: 165-178 ABEr.gon, A.E~ (1979) .- Population structure in the western Py­ renees: I Population density, oocia1 class composition and migration. J. nj.osoc. Sci. 11: 353-362 ADEI.JSON, A.B. 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Al margen de las ~osi­ bles consideraciones del orden semantico 0 etimol6gico que pu­ dieran aplicarse, dicha interpretacion respondera en la mayor parte de los casos, al criterio individual del investigadcr. - La tendencia mas inmediata consiatira en modificar lo menos PQ sible cada termino conaiderado, realizando traducciones liter~ lea (p.c., tamaiio reproductor y efectivo, migraci6n a corta y a larga distancia, presion sistematica, matriz de parentesco y de parentesco condicional, homogamia, etc ••• ). En el caso de la "reconstruccion familiar", se ha­ preferido aplicar este termino, en lugar del de "reconsti tuci6n'; que corresponderia al vocablo original. "Endemicity" se ha traducido por "grado de endemi!! mo" (Dr. Alvarado, comunicaci6n personal), en raz6n de la ref!!, rencia que hace de la procedencia de una estirpe en una pobla­ ci6n dada. Por lo que se ref~ere al orden de las sucesivas -­ nupcias, este se ha designado por "rango de nupcialidad", el- • 451 eual puede de esta forma dar una mejor idea del nUmero de matr! monios eontraidos por cada individuo. En repetidas oeasiones, se ha meneionado la capaci­ dad reproduetora de las personas, en op6siei6n al termino repr£ ductivo, de utilizaci6n frecuente, pero probablemente incorrec­ ta. Dentro de la actividad reproductora femenina, el aa tropologo hace frecuentemente referencia al tamafio familiar en diversas circunstancias: a) numero de embarazos experimentado. b) nUmero de hijos nacidos vivos. c) hijos supervivientes basta una edad determinada. En esta 1nvestigaci6n se ha aplicado el termino feE tilidad hacienda menci6n al punta b), designandose el numero de embarazos por fecundidad. La usual aplicaei6n antropol6gica de dicha termino­ logia, deriva de vocablos ingleses "fertility" y 11 fecundity" -­ dando por consiguiente este ultimo idea de la capacidad repro­ ductora potencial, en tanto que aquel reflejaria la realizaci6n practica de la misma. Lo anterior se corresponde con la denomi­ naci6n de fecundaci6n, a la uni6n de los gametos masculino y £~ menino, en oposlci6n a lafert11izaci6n. De acuerdo con ello, la esterilidad consistir!a en la ausencia de fecundidad, en tanto que la carencia de descendencia nacida viva podria distinguirse 452 empleando la palabra infertilidad. El Diccionario de la Rea - Academia de la Lengua Espanola (Edici6n de 1970), no aportania guna luz sabre los anteriores terminos, por lo que con ente~a - libertad se ha aplicado dicha t~rminologia, la cual par ot~ -­ parte, es la que ha sido empleada mas frecuentemente por lama­ yoria de los antrop6logos espafioles.