0000-0003-3782-8269 Darío A. Demarchi[1][2][*]
El uso de los apellidos en Hispanoamérica data de la época de la violenta conquista española, por lo que los linajes marcados por apellidos no se remontan más allá del siglo XVI (Lasker, 1991). Los colonos de España y otras partes de Europa llevaron sus respectivos sistemas de nombramiento de manera impositiva al Nuevo Mundo, donde acabaron por establecerse tanto entre los supervivientes de los pueblos autóctonos como en el de los recién llegados. En el presente, existen solo unos cuantos nombres amerindios que sobrevivieron bajo la forma de apellidos.
La biodemografía estudia la dinámica de las poblaciones actuales y del pasado reciente utilizando herramientas y conceptos de la genética de poblaciones y de la demografía. Su objetivo es reconstruir la historia biológica y la estructura genética de las poblaciones y desentrañar los mecanismos evolutivos que modelan la transmisión genética en un contexto social particular (Küffer, 2019).
La utilización de apellidos en estudios biodemográficos es práctica porque se trata de elementos de fácil obtención. Las listas de las personas de una población pueden ser encontradas en diversas fuentes de información, tales como registros civiles y religiosos (en actas de bautismo, de matrimonio, de defunción, de nacimientos) y otros como bancos de sangre, censos y padrones electorales (Lasker, 1985). Otra ventaja del uso de los apellidos como variable de análisis es que, al ser de tan fácil acceso, se reducen el tiempo de investigación y los costos económicos (Alfaro, 2010). Además, al tratarse de grandes cantidades de información, nos brindan una visión muy completa de la población analizada, a la vez que los registros históricos nos permiten observar el comportamiento de las poblaciones en tiempos pasados y a lo largo de muchas generaciones. Por otra parte, el uso de los apellidos en estudios bioantropológicos asume varios supuestos previos (monofiletismo, neutralidad selectiva, herencia igual en ambos sexos, inercia evolutiva, ausencia de mutaciones), que algunas veces no se cumplen y pueden entonces llevar a conclusiones erróneas si no se consideran detenidamente los rasgos culturales propios de la población estudiada. Por ejemplo, en muchas sociedades los apellidos no tienen un solo origen, por lo que personas que compartan el mismo apellido pueden no estar emparentadas biológicamente (polifiletismo). Se dan también algunas inconsistencias al momento de la transmisión de los apellidos a causa de errores de transcripción, o bien que algunas personas porten el apellido materno y no el paterno. Ocurren también otras inconsistencias, como en el caso de hijos ilegítimos o de adopciones, lo cual conduce a que no siempre se cumpla el supuesto de la herencia genética paralela a la transmisión de apellidos. El supuesto de que los apellidos son selectivamente neutros no siempre se cumple ya que, al ser construcciones sociales e históricas y al indicar identidad, algunos de ellos están determinados por presiones de tipo económica, social o política (Rebato, Susanne y Chiarelli, 2005).
Independientemente de su transmisión por línea paterna o materna, los apellidos funcionan como un locus con diferentes alelos, y su distribución en una población se asemeja a la de alelos selectivamente neutros bajo las fuerzas de migración y fluctuación génica (Demarchi y Colantonio, 2000), y no confieren ventajas selectivas a quienes los portan (Rodríguez Larralde, 1990). En la medida en que no cambian, los apellidos ofrecen una similitud con lo que ocurre con los genes neutros en una población. Ahora bien, si la deriva y la migración provocan cambios en las frecuencias génicas de la población, estas pueden atestiguarse en las modificaciones de las frecuencias de los apellidos (Lasker, 1991).
A partir de las frecuencias de los apellidos se han desarrollado varios métodos para obtener información sobre la estructura genética y marital de las poblaciones. El método de Crow ha sido el más utilizado para estimar consanguinidad a partir de las frecuencias de los apellidos maritales, junto con la división de la consanguinidad en componentes aleatorios y no aleatorios (Crow y Mange, 1965; Crow, 1989). Si bien este método proporciona información sobre la estructura matrimonial, en muchas poblaciones humanas la frecuencia de isonimia es muy baja y, en consecuencia, el error estándar de las estimaciones de consanguinidad suele ser alto (Relethford, 1992). Además, al centrarse en la isonimia, se pasan por alto otras combinaciones de apellidos de los cónyuges que podrían aportar información valiosa acerca de los patrones matrimoniales en el seno de las poblaciones.
Lasker y Kaplan (1985) desarrollaron el índice de pares repetidos (RP) de apellidos, que es de fácil cálculo y permite comparar el valor obtenido con el esperado en una distribución aleatoria. Un exceso de RP sobre el RP aleatorio (RPr) implica la preferencia en la elección de pareja y, en consecuencia, una reducción de la variabilidad genética. En definitiva, el índice RP estima el grado de división de la población en subgrupos que se reproducen entre sí y el tipo de endogamia atribuida al efecto Wahlund.
En un trabajo reciente (Almeida y Demarchi, 2020), investigamos la historia evolutiva de la población del Valle de Calamuchita (provincia de Córdoba) entre 1896 y 1950, a partir de las actas matrimoniales del Registro Civil de la localidad de Amboy, en relación con el posible impacto de la inmigración centro-europea. En el imaginario de la mayoría de la población de Córdoba y de otras provincias limítrofes, gracias a una estrategia destinada a la explotación turística, Calamuchita es percibido como un lugar poblado por extranjeros o descendientes de migrantes de procedencia centro-europea, particularmente alemanes. Sin embargo, los resultados obtenidos a partir de las actas matrimoniales del Registro Civil de Amboy, donde desde 1896 se registran casamientos de gran parte de Calamuchita, muestran que la proporción de europeos era sumamente baja durante ese período, y solo se advierte un leve incremento en la inmigración a partir de la década de 1940. Es decir que, al menos durante el período investigado, esa población se comportaba como un aislado poblacional, de acuerdo con los altos valores encontrados de endogamia, índice y porcentaje de exogamia, consanguinidad y distancia marital promedio. Basados en la evidencia recogida en ese trabajo y en lo reportado en otras regiones de la provincia de Córdoba para períodos similares, propusimos que esos resultados podrían ser consecuencia de una estrategia para mantener a resguardo el patrimonio familiar y/o de la preferencia conyugal por origen geográfico cercano.
En este trabajo utilizamos el método de pares repetidos sobre la misma base de datos para avanzar en el análisis de las causas que condujeron a una fuerte desviación de la panmixia en esa población durante el período estudiado. La información disponible acerca de la profesión de los esposos y de los padres de las esposas nos permitió verificar si la estructura observada puede ser explicada por la preferencia de los contrayentes por casarse dentro de su propio grupo socioeconómico.
Materiales y métodos
En el artículo de Almeida y Demarchi (2020) se encuentra información detallada sobre el lugar de estudio. Brevemente, el departamento Calamuchita (provincia de Córdoba, República Argentina), está ubicado entre las Sierra de Comechingones y la planicie suroriental (Figura 1), y ocupa alrededor de 4600 km2, con una población de 54.730 habitantes (INDEC, 2010). En el centro del departamento se encuentra la comuna de Amboy, que, si bien fue fundada oficialmente en 1896, es una de las poblaciones más antiguas de la provincia de Córdoba, con alrededor de 400 años de existencia. Con apenas 183 habitantes (INDEC, 2010), cuenta con registro civil desde el año 1896, el primero del departamento, y desde entonces se registran allí nacimientos, casamientos y defunciones, no solo locales sino también de gran parte de la población de Calamuchita.
Para el presente trabajo se examinaron las copias de las actas matrimoniales del Registro Civil de Amboy que se encuentran en el Registro Provincial de las Personas de la Provincia de Córdoba. El período estudiado abarca desde su creación en 1896 hasta 1950, fecha esta última que coincide, aproximadamente, con el final de la gran ola inmigratoria europea. Se registraron para la etapa 1105 matrimonios. El período fue dividido en seis cohortes temporales (en la Tabla 1 se consignan los períodos abarcados y el número de matrimonios en cada una de ellas), con el fin de observar posibles variaciones de las variables investigadas a lo largo del tiempo. Se utilizaron los siguientes datos: apellido y nombres de los cónyuges, edad y profesión.
Preferencia marital
Las actas matrimoniales presentan datos acerca de la profesión de casi la totalidad de los novios, pero esta información está ausente con respecto a las novias. Gracias a que hay referencias sobre la profesión de sus padres en aproximadamente la mitad de ellas (539/1105), se utilizó este dato para investigar la posible existencia de preferencia conyugal por clase socioeconómica a partir de esta muestra de 539 matrimonios clasificados en dos grupos socioeconómicos. A partir de este agrupamiento, se contabilizaron 3 tipos de matrimonios: (A) ambos cónyuges pertenecen al grupo 1; (B) los dos son del grupo 2; y (C) casamientos mixtos, es decir, los cónyuges pertenecen a grupos distintos. Finalmente, se diferenció en los matrimonios mixtos aquellos en los que el esposo era del grupo 1 y la esposa del 2, de los que el esposo era del grupo 2 y la esposa del 1.
Análisis de los datos
La posible existencia de subestructura poblacional se investigó con el método de pares repetidos (RP) de apellidos para todos los matrimonios (Lasker y Kaplan, 1985), que se basa en la frecuencia con que un par de apellidos dado en un matrimonio se repite en otras parejas. El número de pares repetidos esperados al azar (RPr) se calculó utilizando el método de Chakraborty (1985), que estima el valor que se esperaría en relación con el número total de apellidos de novias y novios en la muestra. Dado que los valores absolutos de RP y de RPr pueden variar ampliamente entre poblaciones debido a diferencias demográficas, un estadístico comparativo útil es el porcentaje de exceso de RP sobre el esperado al azar (RP - RPr) / RPr (Relethford, 1992).
El índice de diversidad de Shannon (H) (Bhatia y Wilson, 1981) se utilizó para estimar la diversidad de apellidos. Brevemente, este índice refleja la heterogeneidad de una población sobre la base de dos factores: el número de apellidos presentes y su abundancia relativa. El valor de H aumenta a medida que: 1) aumenta el número de apellidos en la población; y 2) los apellidos se distribuyen homogéneamente. Se realizó un análisis de correlación por rangos de Spearman (Relethford, 1992) entre las tres estimaciones de pares repetidos (RP, RPr y (RP - RPr) / RPr en las seis cohortes y los valores respectivos para el número de matrimonios, la diversidad de apellidos (H), el índice de exogamia y la consanguinidad total, con el propósito de investigar la naturaleza de la asociación entre estas variables a lo largo del tiempo.
Las bases de datos digitalizadas y los cálculos estadísticos se llevaron a cabo mediante los programas Excel 2019 y Past 4.03 (Hammer, Harper y Ryan, 2001).
Resultados y discusión
Los resultados del análisis de pares repetidos y de diversidad de apellidos se presentan en la Tabla 1. En promedio, los valores encontrados de RP son más de tres veces superiores a los esperados en una distribución aleatoria (RPr), salvo en la primera cohorte, donde es apenas levemente superior. Los valores más bajos y más altos de RP se registraron en las cohortes 1896-1900 y 1911-1920, respectivamente, en coincidencia con lo observado anteriormente para el coeficiente de consanguinidad marital total (Tabla 2). Este resultado muestra, a partir de dos abordajes diferentes, el mismo escenario demográfico, es decir, los momentos de menor y mayor aislamiento reproductivo y desviación de la panmixia. En la última cohorte disminuye a la mitad el número de pares repetidos con respecto a la cohorte anterior, sin embargo, el porcentaje de exceso de RP sobre el esperado al azar ((RP - RPr)/RPr) es sensiblemente superior, debido a la marcada disminución de RPr, consecuencia del incremento en el número de apellidos. Este resultado revela que, a pesar del aumento del número de inmigrantes, continúa la práctica de matrimonios preferenciales dentro de grupos socioeconómicos, establecida en generaciones anteriores. Los valores de diversidad de apellidos (H), a diferencia de lo que ocurre con los demás parámetros, varían muy poco en las diferentes cohortes por lo que, al menos con nuestros datos, este parece ser un estimador poco sensible para investigar la subdivisión de la población.
Tabla 1
Análisis de pares repetidos (RP = pares repetidos, RPr = pares repetidos esperados al azar, (RP-RPr)/RPr = exceso de RP observado sobre el esperado), consanguinidad total (FT, tomados de Almeida y Demarchi, 2020) y diversidad de apellidos (H).
En la Tabla 2 se presentan los resultados del análisis de correlación por rangos de Spearman. Las tres estimaciones de pares repetidos (RP, RPr y (RP - RPr) / RPr muestran una fuerte correlación negativa con el número de matrimonios y positiva con la consanguinidad total por isonimia marital, como se observó anteriormente. Pese a estos altos valores, la única asociación estadísticamente significativa para el test de permutaciones es la que existe entre RP y consanguinidad total, debido que la significación estadística es fuertemente dependiente del tamaño muestral (N = 6). Por otra parte, es interesante notar que el estadístico (RP - RPr) / RPr) no parece estar influenciado por la diversidad relativa de apellidos o por los valores de exogamia, sino que revela la existencia de preferencia matrimonial en la población, independientemente de ambos indicadores de inmigración.
Tabla 2
Valores del análisis de correlación por rangos de Spearman. RP = pares repetidos, RPr = pares repetidos esperados al azar, (RP-RPr)/RPr = exceso de RP observado sobre el esperado.
| Variable | RP | RPr | (RP-RPr)/RPr |
|---|---|---|---|
| N° de matrimonios | -0.77 | -0.37 | -0.77 |
| Diversidad de apellidos | -0.37 | -0.71 | -0.09 |
| 1Índice de exogamia | -0.66 | -0.71 | -0.20 |
| 1Consanguinidad total | 1.00 | 0.71 | 0.83 |
1 Tomados de Almeida y Demarchi (2020).
Comparación con otras poblaciones
La Tabla 3 muestra estimaciones de RP, RPr y (RP - RPr) / RPr en otras poblaciones de diferentes contextos históricos, demográficos y geográficos. La recopilación realizada no pretende ser una revisión exhaustiva de lo publicado sobre el tema sino un marco de referencia para poner en contexto nuestros propios resultados. Esta comparación revela que los valores promedio para PR y de PRr en el Valle de Calamuchita son los más elevados. Esta fuerte desviación de la panmixia confirma los resultados del estudio anterior (Almeida y Demarchi, 2020) a partir de estimadores de isonimia marital y de endogamia. Dado que ambos valores son muy altos, el porcentaje de exceso de RP sobre el esperado al azar resulta más adecuado para comparar poblaciones con demografías muy diferentes (Relethford, 1992). El valor promedio de (RP - RPr) / RPr de Calamuchita para todo el período investigado es de una magnitud similar a los reportados por Kuffer y Colantonio (2018) para el departamento Tulumba (en el norte de Córdoba) en un contexto de aislamiento análogo y en un período similar; y en Reading (Inglaterra) por Lasker, Mascie-Taylor y Coleman (1986) en un contexto muy diferente, en una población mucho mayor, cercana a Londres y con buena comunicación por trenes y rutas. Ambos estudios muestran valores de PR más de tres veces superiores a los esperados al azar, similares al encontrado en este trabajo, lo cual refleja una fuerte subdivisión de la población debida a preferencia matrimonial.
Tabla 3
Valores comparativos de pares repetidos en otras poblaciones (x1000).
| Población | RP* | RPr* | % (RP-RPr)/RPr | Referencia |
|---|---|---|---|---|
| Calamuchita, Córdoba (1896-1950) | 1,41 | 0,41 | 225 | Este trabajo |
| Tulumba, Córdoba (1901-1910) | 0,31 | 0,1 | 207 | Kuffer y Colantonio (2018) |
| Parancho, México (1952) | 0,18 | 0,13 | 33 | Lasker y Kaplan (1985) |
| Pirineos, Cataluña (1638-1950) | 0,03 | 0,01 | 124 | Toledo et al. (2017) |
| Massachusetts, USA (1800-1849) | 0,1 | 0,06 | 85 | Relethford (1992) |
| Reading, Inglaterra (1972-1973) | 0,03 | 0,01 | 210 | Lasker et al. (1986) |
Preferencia matrimonial
El método de RP permite analizar todas las combinaciones de apellidos, además de los isonímicos, lo que proporciona información acerca de los patrones de matrimonio preferenciales de la población, como podrían ser los debidos a subdivisión geográfica, etnia o clase social (Relethford, 1992). Sin embargo, para encontrar la o las causas de esta barrera a la panmixia, es necesario disponer de información adicional sobre la población de estudio. Debido a que en las actas existe información acerca de la profesión de los esposos y de los padres de las esposas en una submuestra de 539 matrimonios, fue posible investigar la existencia de barreras socioeconómicas a la panmixia en esa muestra que constituye casi el 50% del total de matrimonios (Tabla 4). El grupo 1 está integrado en su gran mayoría por estancieros (el 86% de los novios y el 93% de los padres de las novias) y algunos comerciantes (9% entre los novios y el 4% entre los padres de las novias). El resto está compuesto por criadores de ganado y profesionales liberales (1 médico, 1 abogado, 1 agrónomo). El grupo 2 está integrado principalmente por trabajadores rurales (el 81% en el caso de los novios y 88% entre los padres de la novia) y el resto son trabajadores con oficios manuales (albañiles, carpinteros, herreros, zapateros, etcétera).
Tabla 4
Número y porcentaje de novios y novias de acuerdo con su clase socioeconómica en la muestra de 539 matrimonios con datos sobre la profesión de los cónyuges
| Profesión | Grupo 1 | Grupo 2 |
| Novios | 266 (49,4) | 273 (50,6) |
| Novias | 331 (61,4) | 208 38,6) |
Se observó una fuerte estructuración en la conformación de matrimonios de acuerdo con la condición socioeconómica de los cónyuges. El 68,3% de las mujeres y el 84,6% de los hombres del grupo 1 contrajeron matrimonio con cónyuges de su mismo grupo, mientras que el 80,3% de las mujeres y el 61,4% de los hombres del grupo 2 lo hicieron con mujeres de su misma condición socioeconómica (Figura 2). No se observó una tendencia temporal definida, es decir, entre las diferentes cohortes, pero sí se advierte un sesgo de género en la conformación de los matrimonios mixtos que revela una mayor movilidad ascendente en los hombres: apenas el 19,7% de las mujeres del grupo 2 se casaron con hombres del grupo 1, mientras que el 38,6% de los novios del grupo 2 contrajeron nupcias con mujeres del grupo 1 y, de esta forma, accedieron a un ascenso social por medio de, en la gran mayoría de los casos, propiedad de tierras. Este sesgo podría ser parcialmente atribuido al desbalance en la distribución por clase socioeconómica entre hombres y mujeres, el cual, a su vez, sería consecuencia de que la información acerca de la profesión del padre de la novia (y de la novia, ciertamente) no era obligatoria, ya que se consigna en apenas la mitad de las actas, y que su inclusión fuera preferida en el caso de que proviniera de una familia de estatus social relativamente alto.
A modo de cierre
Los resultados de RP confirman la fuerte estructuración genética de la población debido a apareamiento preferencial. Se confirmó la hipótesis planteada en el trabajo de Almeida y Demarchi (2020) acerca de la existencia de casamientos preferenciales entre hacendados, como estrategia para preservar el patrimonio, como así también la de uniones preferenciales en el otro extremo del entramado social, entre jornaleros y labradores.
Se observó también un sesgo de género en los matrimonios mixtos entre grupos socioeconómicos, en los que se registró una mayor movilidad ascendente en los hombres.
Finalmente, es necesario mencionar que, si bien existen barreras sociales a la panmixia, también se advirtió una alta frecuencia de uniones isonímicas mixtas, que no pueden ser explicadas por esta causa. Por ejemplo, el apellido más frecuente entre los estancieros es Martínez y, a su vez, el par más repetido es Martínez-Martínez (11 veces). Sin embargo, los Martínez estancieros no solo se casan entre sí (7 uniones), sino también con los Martínez jornaleros o labradores (4 uniones). Lo mismo sucede con otros apellidos de hacendados, como los Torres o los Vélez. Este comportamiento se repite a lo largo del tiempo (es decir, en las distintas cohortes), y se observa también en los apellidos más frecuentes entre los habitantes de Calamuchita de clase social más baja. Así, los Pereyra, Videla y Medina (apellidos típicos de jornaleros y labradores) se casaron eventualmente con sus isónimos de clase social más alta. Estos resultados demuestran que, a pesar de la utilidad de los métodos estadísticos biodemográficos, es necesario un conocimiento más detallado de las costumbres de la población para explicar las causas de su subdivisión.