Elaboración de series y tasas de mortalidad

Series and mortality rates

Los demógrafos han señalado reiteradamente el principal defecto que arrastra la tasa bruta de mortalidad. Está condicionada por la estructura de edades de la población además de por los flujos migratorios. Por ejemplo, es normal que en una sociedad como la España actual en la cual nacen pocos niños y hay un porcentaje elevado de población en edades avanzadas, se registre una tasa de mortalidad relativamente alta (por el simple hecho de que el principal grupo de riesgo de óbito es muy numeroso.) Consecuentemente, no puede derivarse que un aumento de la tasa sea debido necesariamente a un descenso del nivel de vida o a un deteriodo de la salud de la población.

Hasta el siglo XX, la mayoría de defunciones se producían antes de llegar a edades avanzadas. En este sentido, serían muertes evitables y reflejarían la incidencia de algún factor pernicioso sobre el medio ambiente en el que se desenvuelve la vida de la gente. En este sentido, la cuestión no sería la validez del indicador desde el punto de vista teórico y sí una serie de variables que pueden incidir en sus resultados aparte de los propiamente ambientales:

1. La fiabilidad del registro de censos y padrones, especialmente hasta 1860 (y por tanto el cálculo de las poblaciones intercensales para calcular las tasas brutas anuales.)

2. La propia evolución de la estructura de edades de la población afectada fundamentalmente por los flujos migratorios (hecho que no puede obviarse sobre todo en el caso de estudios locales.)

Afrontar a fondo estas circunstancias hubiera supuesto en sí mismo un trabajo meticuloso dentro de los más clásicos esquemas de la Demografía Histórica. Esto estaba fuera de las posibilidades del proyecto. Y tampoco podían utilizarse exclusivamente las defunciones registradas para aproximarnos a la

evolución del estado de salud de la población porque se presuponía un subregistro para determinados periodos hasta mediados del siglo XIX.

Concretamente, en Santa Fe se da un descenso muy pronunciado de defunciones registradas entre 1785 y 1830 aproximadamente que en función de los bautismos registrados, habría dado lugar a un crecimiento natural muy elevado (entre el 1,7 el 2,2 por ciento.) Según los datos padronales de la época, el crecimiento total no habría superado el 0,7 por ciento en ningún caso. Por tanto, o existe un registro de defunciones o Santa Fe habría presentado un secular saldo migratorio negativo. Esta última posibilidad choca frontalmente con la imagen tradicional de la Vega de Granada como una zona económicamente muy dinámica y foco de atracción de población de comarcas limítrofes como los Montes o el Valle de Lecrín. No es descartable que los saldos migratorios positivos se compensaran de algún modo por la emigración hacia la capital y otros núcleos de un espacio altamente integrado como la Vega de Granada. Pero en cualquier caso, los saldos negativos resultantes eran muy difíciles de asimilar. Por eso lo más coherente era pensar en deficiencias en el registro parroquial.

Figure 3.10

Registered baptism and deceases Santa Fe, 1750-1850

0 25 50 75 100 125 150 175 200 225 250 275 300 325

1750 1754 1758 1762 1766 1770 1774 1778 1782 1786 1790 1794 1798 1802 1806 1810 1814 1818 1822 1826 1830 1834 1838 1842 1846 1850

Baptisms Deceases

APSF. Baptism and Deceases Books.

Table 3.12

Hypothetical evolution of population according to the sources Santa Fe, 1752-1851

APSF, Baptism and Deceases Books; AHMSF, Local censuses

Table 3.13

Con toda seguridad se interrumpió el registro en 1831 (de Febrero a Diciembre), 1832 (de Enero a Junio) y 1798 (Marzo, Mayo, Octubre y Noviembre.) Para otros años del siglo XVIII y el primer tercio del siglo XIX resultan igualmente raros los meses en que no se registra ninguna defunción

especialmente cuando iban precedidos o sucedidos de meses con 10 o más defunciones. A pesar de ello no puede asegurarse que no hubiese ocurrido así.

Mi impresión inicial es que pudo producirse un subregistro de defunciones porque los saldos emigratorios parecen excesivos, pero no creo que fuese tan importante como para poder negar la tendencia descendente observada en la mortalidad entre 1785 y 1830. Hay otro indicio revelador al respecto. Si bien existe cierto consenso en que el subregistro se daba fundamentalmente para las defunciones ocurridas a edades tempranas (párvulos), este fenómeno no se observa en Santa Fe, al menos en los años señalados en la Tabla 3.13. Es decir, la proporción de defunciones de párvulos se mantiene en niveles plausibles (más del 40 por ciento de las totales) particularmente en esos años.

Si se da por hecho que hubo un subregistro, el segundo y mayor problema sería estimarlo. Cualquier método de corrección de las tasas de mortalidad resulta en cierto modo especulativo por sofisticado que sea el aparato estadístico utilizado, sobre todo cuando se trabaja con poblaciones tan pequeñas. González de Molina y Guzmán Casado (2006: 415 y ss.) han utilizado el método de proyección inversa de Lee para estimar las tasas de mortalidad de Santa Fe. Los resultados, coherentes con lo que cabe esperar durante la transición a la sociedad moderna (tasas en torno al 40 o 45 por mil) no reflejan sin embargo los ciclos que seguramente tuvieron que producirse entre 1750 y 1850.

Yo he ensayado otro método que se presenta a continuación y que da como resultado una serie anual de tasas brutas de mortalidad que se utilizan exclusivamente para ilustrar algunas de las hipótesis planteadas en torno a las tendencias del indicador antropométrico. Insisto en que el objetivo es simplemente aproximarse al subregistro real y observar los posibles ciclos de la mortalidad ordinaria en Santa Fe entre 1750 y 1850. Entiéndase que se buscan resultados creíbles partiendo de una metodología que no es adecuada en sí para poblaciones locales: la de la población estable.

En primer lugar, he dado por buenos (o menos malos) los datos censales y padronales así como el registro de bautismos de los libros parroquiales de Santa Fe. Bajo esta premisa, la pirámide de edades de 1768 (Censo de Aranda) se

aproxima más, sin serlo, al perfil que tendría una población estable en la sociedad

1768 (Aranda’s Census) 1787 (Floridablanca’s Census)

Por tanto, he considerado el periodo 1752-68 como representativo de las tasas de crecimiento natural o vegetativo que se estaban dando bajo un régimen demográfico de tipo antiguo en Santa Fe. Ese crecimiento fue del 0,37 por ciento.

Si bien el periodo 1768-87 eleva esa tasa al 0,52 por ciento, la pirámide de población de 1787 muestra una estructura sintomática (por la amplitud del tronco) de la incidencia de un saldo migratorio positivo. Es posible que ese flujo comenzase a comienzos de la década de 1780 al calor del desarrollo del sector agroindustrial del lino y el cáñamo en la Vega de Granada. Dado que los nacimientos parecen experimentar un ligero ascenso desde la década de 1770 y que las defunciones se mantienen muy elevadas y estables hasta 1787, es probable que parte de ese incremento en el crecimiento demográfico se deba también al componente natural. La tasa media de crecimiento real entre 1752 y 1787 fue del 0,45 por ciento (y del 0,41 por ciento entre 1847 y 1860, cuando el flujo inmigratorio que sucedió a la epidemia de cólera de 1834 supuestamente se había moderado.)

Estos datos están en la línea de las estimaciones realizadas por Livi-Bacci (1968.) Partiendo de la misma hipótesis de población estable para el conjunto de España, el autor estimaba que la tasa de crecimiento anual se situaría en torno al 0,42 por ciento entre 1717 y 1768. Nadal (1971) ofrece resultados parecidos en

sus estimaciones entre 1712 y 1797 (Censo de Godoy.) Con esta serie de evidencias, se ha optado por adjudicar una tasa estándar de crecimiento coincidente con la estimada para el conjunto de la España preindustrial, es decir, de 0,42 por ciento.

Con esa tasa se han corregido la de mortalidad entre 1750 y 1860 en los años en que era inferior al 30 por mil o en aquellos otros en que el porcentaje de muertes de párvulos anotadas era inferior al 40 por ciento del total de defunciones registradas. Creo que estos registros constituirían un buen límite de lo creíble para el periodo 1750-1850. Si bien es cierto que un 40 por mil sería una tasa de mortalidad media bastante razonable para el Antiguo Régimen, también lo es que invalidar cifras anuales del 30 por mil resultaría exagerado desde mi punto de vista porque sabemos de la existencia de contrastes importantes a nivel regional e incluso local. Hago esta observación porque los estudios más completos sobre mortalidad en España durante el Antiguo Régimen son los de Pérez Moreda y se concentran en zonas muy interiores que según todos los indicios habrían estado especialmente penalizadas con respecto a la periferia (Pérez Moreda, 1980.) Gonzalo Anés señala la existencia de ciertos ámbitos o zonas de transición en que las tasas de mortalidad serían algo más moderadas sin llegar a las bajas cifras logradas por el litoral cantábrico o levantino (Anés Álvarez, 1970.) No puede afirmarse, sin un estudio más sistemático, que el antiguo Reino de Granada formase parte de esas zonas de transición. Sin embargo, los datos de Santa Fe y de otras localidades para las que el registro parroquial está disponible desde mediados del siglo XVIII no se corresponden con la imagen que Pérez Moreda ofrece para el interior de ambas Castillas. Esa imagen es de absoluta estabilidad, cuando no aumento, de las tasas de mortalidad del siglo XVIII durante toda la primera mitad del siglo XIX. Incluso teniendo en cuenta el subregistro, hay evidencias que invitan a pensar en un descenso transitorio de la mortalidad en algunas zonas del Reino de Granada durante la primera mitad de esa centuria.

Ramírez Gámiz lo constata para Iznájar (sur de Córdoba) donde se registraron de forma continua las muertes de párvulos (1998: 226 y ss.) Y en cuanto a éstas últimas, Pérez Moreda, en una muestra de veinte comunidades de la España interior para la segunda mitad del siglo XVIII constata que en ningún caso su

porcentaje baja del 40 por ciento sobre el total. En esa muestra hay un rango amplio, desde el 41,4 por ciento a algún pueblo que supera el 64 por ciento de media²⁰. Y el panorama no parece cambiar sustancialmente durante la primera mitad del siglo XIX. El autor afirma que los porcentajes medios normales se concentrarían en torno al 50 por ciento (Pérez Moreda, 1980:162-164) pero se ha procedido igual que para las tasas brutas, ajustando el límite a lo que entra dentro de lo posible: un 40 por ciento.

En resumen, se han rectificado en Santa Fe los años en que el porcentaje de muertes infantiles era sospechosamente bajo (inferior al 40 por ciento) o aquéllos en que siendo este normal, la tasa bruta de mortalidad bajaba del 30 por mil.

Figure 3.12

Mortality Rate in Santa Fe 1750-1860

5 15 25 35 45 55 65 75 85 95

1750 1755 1760 1765 1770 1775 1780 1785 1790 1795 1800 1805 1810 1815 1820 1825 1830 1835 1840 1845 1850 1855 1860

Estimates Sources

20 Es necesario señalar también que se han encontrado casos de la España interior donde ese porcentaje era sólo de un 25 por ciento considerando a los niños de hasta 12 años (Pérez Moreda, 1980, 148.) En la localidad cordobesa de Iznájar osciló entre el 40 y el 60 por ciento (Ramírez Gámiz, 1998: 551.)

Las tasas resultantes están en unos niveles muy parecidos a los señalados por González de Molina y Guzmán Casado (2006) porque de hecho la hipótesis inicial (población estable) es la misma en ambas estimaciones. No obstante se detectan ciclos ascendentes y descendentes entre 1770 y 1830 que son muy interesantes por su implicación en la evolución del nivel de vida biológico de la población. Evidentemente, algunos de los picos destacados en la serie basada en las defunciones registradas (picos que no son objeto de corrección) quedan bastante rebajados tras realizar las estimaciones y acaso deberían haber sido también incluidos en la revisión. Sin embargo, los principales episodios de mortalidad epidémica siguen siendo perfectamente visibles. Esas tasas corregidas son utilizadas puntualmente en la Cuarta Parte Cuarta del trabajo, si bien para la identificación de las crisis de mortalidad se emplean las tasas elaboradas a partir de las defunciones registradas originalmente.

En cuanto a los patrones de mortalidad, las referencias a los vitales (por edad) contenidas en el Capítulo IX se hacen posibles a partir de que se hacen constar expresamente las defunciones de párvulos en el caso de Santa Fe. Esos patrones se han analizado para los episodios de mortalidad catastrófica entre 1750 y 1850, sirviendo junto a los estacionales y causales para realizar algunas observaciones sobre la posible naturaleza de las crisis así como sobre la evolución de la mortalidad ordinaria en las comunidades de estudio.