Descenso de la fecundidad y modos de uniones matrimoniales en México: Casos de Chihuahua y Puebla, 1777-1930*
publicado en
Actas de la VII Jornada Nacional de Historia Regional de Chile 1996.
Santiago: Universidad de Chile, Departamento de Ciencias Históricas, pp. 59-78.
Robert McCaa
La interpretación en boga sobre el desarrollo demográfico de México desde la colonia hasta principios del presente siglo sostiene la hipótesis de que no han habido cambios mayores en la fecundidad ni en los patrones de nupcialidad. Gonzalez Navarro en su muy completo estudio sobre la población y la sociedad en México en el siglo veinte hace hincapié, cómo tantos otros investigadores, en el descenso de la mortalidad cómo factor determinante de la tasa de crecimiento demográfico de México hasta los últimos años. Cook y Borah, después de un enorme trabajo de recopilación, agregación, y análisis de datos de los archivos regionales de Oaxaca y Jalisco sostienen que si hubiesen habido cambios en el modo mexicano de reproducción en el pasado estos serían muy pequeños, menores que el margen de error. Alba, por su parte, en su síntesis sobre el tema propone que la población mexicana creció lentamente durante la primera mitad del siglo XIX, y más rápido en la segunda, siempre por medio de avances en la esperanza de vida. Apoyándose en las cifras de Humboldt, Cook y Borah y otros, Alba sostiene que la población en 1810 apenas llegó a los seis millones para aumentar paulatinamente a 7,5 millones a mediados del siglo, llegando a 12 millones en 1895. Sus estimaciones indican un crecimiento menor a 0,5% anual durante el primer periodo, para llegar casi al 1,0% anual en el segundo. Además, Alba cita los trabajos de Cook y Borah cómo fundamento de la hipotesis de que "el cambio de la natalidad en México ha sido muy moderado, si algún cambio puede ser demostrado, y que no pueden inferirse cambios significativos en los patrones de fecundidad entre fines del siglo XVIII y mediados del XX." Repasando las obras de estos autores el lector queda impresionado por la conclusión de que no hubo cambios en el modo mexicano de reproducción hasta la transición demográfica a mediados del siglo veinte.
El análisis de cinco listas nominativas o padrones del distrito minero norteño de Hidalgo de Parral (Estado de Chihuahua) y dos de la zona agrícola central de Santiago Zautla (Estado de Puebla), me ha llevado a la conclusión de que sí hubo cambios significativos en las formas matrimoniales de estos pueblos y por lo tanto en su fecundidad. Es decir, los cambios seculares más dinámicos en el régimen demográfico de estos lugares incluyeron no sólo la mortalidad sino el matrimonio y la fecundidad de las mujeres, sobre todo de las solteras. Metodológicamente, los indicadores demográficos ofrecidos aquí son los mismos que usaron Cook y Borah en su ensayo "Fertility and Similar Ratios in México, 1777-1960", pero su tratamiento es algo distinto. En vez de analizar entidades federativas, se ofrece un estudio de dos comunidades. Los datos son calculados a partir de documentos poco explotados en la historia demográfica mexicana: padrones de población o listas nominativas de habitantes, no sólo de la época borbónica, sino también de los siglos XIX y XX. Los padrones permiten ver el curso de vida familiar ("family life course")--es decir, que proporción de hombres y mujeres a cada edad viven en cuáles tipos de uniones--y medir su fecundidad tanto legítima cómo ilegítima, algo que es imposible hacer con datos de los registros parroquiales convencionales, y ni aún con el exageradamente apreciado--para América Latina--método de reconstitución de familias. Además, aquí se ajustan los datos para tomar en cuenta la sub-enumeración de niños menores, aprovechando el método expuesto en otro ensayo de Cook y Borah ("Civil Category and Age Group Ratios in Colonial Mexico"). Curiosamente, estos autores no utilizaron dicho método en su estimación de la fecundidad mexicana a través de los siglos. Finalmente, utilizando datos minuciosamente recopilados de las listas nominativas y ajustados para tomar en cuenta errores de subenumeración de niños y movimientos excepcionales de la mortalidad, se estima la fecundidad diferencial tanto para las mujeres legítimamente casadas cómo para las demás (uniones consensuales, mujeres solteras, viudas, etc.).
Según mis cálculos la ratio niño-mujer en Parral bajó entre 20% y 33% durante el siglo pasado. El descenso se debió tanto al cambio en la proporción de las mujeres que se casaban o unían cuanto a la disminución en la fecundidad de las mujeres solteras. El caso de Santiago Zautla es más complicado porque la fecundidad general se mantuvo estable, pero sólo gracias a un fuerte aumento en la proporción de mujeres solteras que efectivamente no entraron en ningún tipo de unión sea legítimo o informal. Antes de generalizar las conclusiones obtenidos de estos estudios de caso, habría que investigar otras regiones y fuentes poco explotadas, cómo las listas nominativas de habitantes pues ni los libros parroquiales ni los civiles ofrecen datos sobre uniones informales o la existencia de madres solteras. Sin embargo, a mi parecer, estos estudios de caso bastan para plantear dudas sobre la interpretación de que solamente la mortalidad jugó un papel variable en el desarrollo demográfico de México anterior al siglo veinte.
Los ensayos de Cook y Borah sobre este tema son fundamentales, así que vale la pena hacer unas observaciones breves sobre sus métodos. En general, estudios regionales cómo los de sus Essays in Population History son de gran importancia para hacer generalizaciones. En este sentido, mi propuesta de estudiar apenas dos comunidades pudiera parecer un paso atrás si el fin es propugnar tesis aplicables a nivel regional o nacional. Sin embargo, los trabajos regionales para la época protoestadística, cómo la de México antes de la realización del primer censo nacional de 1895, exigen esfuerzos tan enormes que escapan incluso a las posibilidades de grandes equipos. Cuando cambios en el tipo de unidad geográfico bajo estudio de un periodo a otro, no bastan esfuerzos heroicos cómo los de Cook y Borah para superar lo que se denomina "la falacia de la agregación". Para obtener datos regionales o nacionales de la época protoestadística habría que montar un equipo de investigación similar a una pequeña dirección de estadística y censos. Para intentar el cálculo de cifras agregadas a nivel nacional no bastan ni la recopilación ni la simple suma de miles, o aún millones de datos. Cook y Borah enfrentaron el dilema de cómo trabajar datos dispares--demasiado detallados antes de 1895 y demasiado agregados después--con la esperanza de que sus agregaciones fueran comparables. Es posible que la mejor opción hubiera sido trabajar con una colección reducida de comunidades para las cuales existen datos a lo largo de varios siglos, en vez de comparar parroquias en un momento con entidades federativas en otra. No me detendré en este punto, pero sugiero que quizás la decisión adoptada por Cook y Borah hace llegar a conclusiones no justificadas. Además, hay que tomar en cuenta que mi crítica se refiere sólo a su ensayo sobre la fecundidad; en casi todos los demás estudios analizan los mismos niveles de unidades administrativas, comúnmente parroquias o municipios, a través del tiempo.
Siendo que el material disponible para Hidalgo de Parral es más rico, comencemos con algunas observaciones sobre ese pueblo y sus padrones (Cuadro 1). Parral ha sido siempre una región minera marginal, constituida en una zona escasamente poblada, incluso hasta hoy. Tampoco está situada en una ruta principal de comunicación. No es sorprendente que muchas veces los cambios económicos y políticos nacionales no hayan tenido eco en esa lejana tierra. Si en la actualidad la ciudad y su región se caracterizan por el espíritu de progreso, de forzar la industrialización a través de la minería, la silvicultura, y la fabricación liviana, recién ahora se está escapando de la dependencia de la minería. Fundado en 1631, el Real de Minas de San José de Parral sirvió cómo centro administrativo de los pueblos españoles en la Nueva Vizcaya en el primer siglo de su desarrollo. Sin embargo es de notarse que sus riquezas mineras jamás tuvieron la magnitud de las de Zacatecas o Guanajuato. Según los padrones de 1777 y 1788, la población parralense fue enumerada en poco menos de cinco mil habitantes. Medio siglo después, cuando ya el nombre de la ciudad fue cambiado por el de Hidalgo de Parral, la población se acercó a los siete mil habitantes, lo cual representa una tasa de crecimiento anual levemente superior al 0,5%. Los trastornos políticos y económicos de mediados del siglo pasado detuvieron las actividades mineras, por lo cual se mantuvo el mismo nivel de crecimiento demográfico hasta por lo menos 1888, cuando su población fue censada en unos diez mil habitantes. Cómo se puede ver en el (Cuadro 1), el periodo de mayor aumento fue durante el Porfiriato y la Revolución, con una tasa de crecimiento superior al 1,5% causada por fuertes corrientes de migración. En 1930 la población llegó a casi veinte mil habitantes.
Santiago Zautla fue escogida cómo una especie de control analítico. Para nuestros propósitos, su elección se hace recomendable porque existen dos padrones con los datos necesarios, uno de la colonia (realizado en 1787 por el párroco) y otro del siglo XX, el de 1930 (realizado por autoridades civiles). Otro punto significativo para mis propósitos es que está lejos de Parral no sólo en términos geográficos sino también económicos y sociales. Santiago Zautla, siempre distante de cualquier centro comercial o administrativo, manifiesta poco desarrollo social aún en 1930, cuando su índice de alfabetización no llegó a 20%. Toda su población era rural. Es curioso notar que en ese mismo año una cantidad apreciable de las personas aparecieron con la nacionalidad de "Azteca," antiguos enemigos de los Tlaxcaltecos. En 1787, 87% de la población fue denominado "indio". Sin embargo de estos contrastes con Parral, el aumento demográfico de Santiago Zautla no es tan diferente de lo del centro minero Chihuahuense, siendo que en el primer padrón llegó a 2.462 habitantes y en el último hubo poco más de 10.000. Por constituir Santiago Zautla más bién un control estadístico, lo examinaremos después de tratar el caso de Parral en detalle.
Lo que interesa destacar aquí no es el aumento de la población en estas comunidades sino lo que significa su tasa de crecimiento para el nivel de reproducción demográfica. Se pretende estimar estos niveles por medio de la ratio niño-mujer, un indicador divulgado por Cook y Borah y otros. Esta medida se ha empleado con bastante éxito, sobretodo en lugares donde no hay registros parroquiales o civiles confiables, pero sí existen padrones de población. Además tiene ventajas sobre las tasas convencionales de fecundidad, por ser mejor indicador de la reproducción neta. Finalmente, y quizás lo más importante, se piensa que los padrones ofrecen mejores oportunidades para observar familias tanto legales cómo "informales", sin descartar la fecundidad de mujeres solas, sean viudas, abandonadas, o simplemente solteras.
En el caso de Parral la ratio niño-mujer no corregida muestra dos niveles en el tiempo (Cuadro 2). La cifra de 1777 es alta (720 niños por mil mujeres) comparada con los demás años (390-495 por mil). El primer padrón, levantado por el párroco Dr. Dn. José Franco. Frias el 17 de junio de 1777, aporta indicaciones muy precisas sobre las edades, especialmente en el caso de los menores de un año, que frecuentemente se indican en meses, mientras en los demás padrones hay subenumeración de niños de menor o mayor grado. Aceptar estos datos tal cual, sería pecable de un empiricismo crudo, de cometer error por omisión sin aprovechar las lecciones rudimentarias de la demografía. Al tomar en cuenta el probable grado de subenumeración de los niños menores de cinco años de edad cambia totalmente el panorama.
Gráfico 1 cerca de aquí
Aquí se emplea el método aplicado tanto por Cook y Borah en sus ensayos (aunque no lo usaron para corregir la ratio niño-mujer) cómo también consagrado por la escuela francesa, usado por Houdaille y Gutierrez en su estudio sobre la Ciudad de México en 1811. Los modelos de población nos indican que para las poblaciones estables hay una correlación más o menos estrecha entre la proporción de niños en los diversos grupos de edades. El gráfico 1 ilustra las varias relaciones demográficas según tasas brutos de natalidad y mortalidad que van de 45 a 65 por mil, dejando al lector interesado en otros escenarios trazar las lineas imaginarias deseadas en el panel correspondiente.
El panel "A" del gráfico es de interés pedagógico, aunque sea indirecto. Muestra los correspondientes niveles de esperanza de vida al nacer (e0). Cómo se ve hay múltiples esperanzas de vida para una sola tasa bruta de mortalidad (TBM), ocasionado, cómo es bien sabido, por los fuertes efectos que la fecundidad ejerece sobre la estructura de edad de las poblaciones. Por medio de este gráfico se nota que en cualquier regimen de fecundidad alta (tasa bruta de natalidad, TBN, mayor de 45) es dificil disfrutar de un e0 mayor de 25 años, sin un TBM menor de 45, o aún 40.
El panel "B" también cumple un valor didáctico (gráfico 1). Allí se pone de manifiesto que nuestro indicador escogido, la ratio niño-mujer, es sumamente sensible a variaciones tanto en la mortalidad cómo en la fecundidad. Se ve que un TBN de 55 con un TBM de 45, por ejemplo, llegaría a 660 niños de 0-4 por cada mil mujeres de 15-49 años. Al bajar la natalidad en 10 puntos (18%), cae la ratio niño-mujer en 22%, a menos de 520, y esto sin variación alguna en la TBM. Hasta aquí la conclusión forzosa no es muy optimista para nuestros fines. Leves cambios en las tasas brutas llevan a fuertes cambios en estadísticas refinidas tanto de mortalidad cómo de fecundidad.
Antes de discutir el panel clave, demos una mirada al panel "C" que muestra la proporción de la población total compuesta por mujeres de 15 a 49 años de edad, el denominador de nuestra estadística de mayor interés (gráfico 1). Es sorprendente la conclusión, porque se ve que grandes variaciones en las tasas brutas producen pequeños efectos en nuestro denominador. De un extremo a otro de las tasas brutas, la proporción se mantiene entre 23 y 27%, una variación de cuatro puntos (menos del 20%) y de poco monto para nuestros propósitos. Además se anticipa que vamos a tener la misma suerte con nuestro numerador.
Sobre esto mismo el último panel, el "D", nos brinda la luz requerida. Este panel es el indicado para apreciar los ajustes de la relación entre el porcentaje de niños de 5 a 9 años con los menores de 5. Leyendo el gráfico se ve que con las TBN y TBM de 45, por cada mil niños de 0 a 4 años de edad habrían 800 de 5 a 9 (gráfico 1). El gráfico hace hincapié en el poco riesgo que se corre al ajustar las relaciones entre estos dos grupos de edades. Estamos frente a líneas paralelas, bastante apretadas. La mortalidad tiene tan poca importancia que en el gráfico, para facilitar su lectura, aparecen sólo los extremos, 45 y 65. Esto quiere decir que la fracción de niños de 5-9, comparada con la de 0-4, se mantiene casi constante (con uno o dos por ciento de diferencia) aún cuando la TBM cambia en 20 puntos (mas de un treinta por ciento). Tampoco es grande el efecto de la natalidad. Cambios de la TBN de 45 al 65 están asociados con relaciones que van desde 740 a 800, o sea menos de diez por ciento. No hay que olvidar que hasta las poblaciones modernas tienen un subregistro de niños pequeños. Por ejemplo, en 1960, el censo oficial de México nos informa que los niños de 0-4 años constituyen 16,59% de la población total mientras los de 5-9 son 15,28%, lo que da una relación (5-9/0-4) de 921 por mil. Sin embargo, los datos corregidos de mayor aceptación del censo de 1960 son 18,66% y 14,85%, respectivamente, que dan una relación de 796, casi idéntica a la regla dorada de Cook y Borah (0,8). Podemos concluir que en México desde el periodo protoestadístico hasta mediados del siglo veinte el coeficiente de relación entre el grupo de edad 5-9 y el grupo 0-4 debió variar muy poco, entre 0,74 y 0,80.
Aceptando la recomendación de Cook y Borah de aplicar el coeficiente 0,8 (aunque algún lector exigente podría preferir 0,76 o 0,77 cómo regla normal), podemos hacer el ajuste para el subregistro de niños menores de 5 años. Se calcula el coeficiente observado (5-9/0-4) y se divide el resultado por 0,8 para obtener el factor de ajuste, lo cual se multiplica por la ratio observada de niño-mujer para obtener así la corregida.
Después de calcular índices ajustados para el caso de Parral, podemos concluir que no hay ningún motivo para ajustar el padrón de 1777, poco el de 1930, pero bastante el de 1788, cuando hubo 29% más de efectivos en el grupo de 5 a 9 años que en el grupo de 0 a 4 años (Cuadro 3). Pienso que el padrón de 1777 nos ofrece un punto de partida muy confiable porque hay muchas indicaciones dentro del propio documento sobre el cuidado con que fue realizado. Al contrario, el de 1788 fue levantado por las autoridades civiles, quienes tomaron pocas precauciones en la enumeración de niños menores. Aplicando coeficientes de ajuste, obtenemos una corrección de un 60% de los niños menores de cinco años en aquel padrón. Este factor incluye no sólo el posible subregistro sino también diferencias coyunturales de mortalidad. En los diez años anteriores al levantamiento del padrón de 1777, hubo dos epidemias que hicieron subir las sepulturas en 50% por encima de las cantidades en años anteriores. Antes del empadronamiento de 1788, las condiciones fueron peores, con seis años en total de epidemia y hambruna (1778-80 y 1785-87), lo que originó que en algunos años se duplicara la cantidad de sepulturas. Por eso es probable que el descenso en la ratio niño-mujer entre los censos de 1777 y 1788 se deba al sub-registro de infantes pero también a los efectos de mortalidad más que de fecundidad.
No es este el caso para los padrones posteriores. Antes del empadronamiento de 1888 hubo dos epidemias (1878 y 1882), pero las sepulturas aumentaron apenas en un 33%. En el caso del último padrón, los años 1919 a 1930 fueron excepcionales por sus bajos niveles de mortalidad, después de los años mortíferos de revolución y la influenza española, probablemente la peor epidemia en toda la historia de Parral, por haber triplicado el número anual de sepulturas. Al tomar en cuenta los ajustes indicados por el (Cuadro 3), la serie ofrece un panorama completamente distinto. A fines de la colonia la ratio niño-mujer fue casi 25% más elevada que en 1888 o en 1930. Si optamos por 0,76 cómo regla de ajuste llegaría a ser aún más fuerte la diferencia. De todos modos parece que la tasa de reproducción de los Parralenses fue bastante mayor a fines de la colonia que durante el Porfiriato o inmediatamente después de la Revolución. Por medio de poblaciones modelos, podemos traducir estas cifras a tasas brutas de natalidad. Si presumimos una esperanza de vida de 20 años para 1777, encontramos que el índice de fecundidad para ese año (720) corresponde a una tasa bruta de natalidad de 65 nacimientos por mil habitantes (y la TBM de 55). Desde luego esta es sólo una de los múltiples combinaciones de tasas brutas. Se ofrecen estos datos para traducir un indicador de fecundidad no-convencional, cómo es la ratio niño-mujer, a algo más común, cómo la tasa bruta de natalidad.
Esta reducción en la ratio niño-mujer no fue causada por la contracepción, sino por la disminución en la frecuencia de las uniones estables y el descenso de la fecundidad extramarital. Hasta ahora, a los investigadores les ha interesado más la precocidad del matrimonio (por ejemplo edad media al matrimonio) que su incidencia o frecuencia (proporción de mujeres que no llegan a casarse). La proporción de mujeres casadas o que alguna vez estuvieron casadas fue mucho mayor en la Colonia que en la República en todas las edades fecundas. Por ejemplo, en 1788 el 30% de las mujeres de 30 a 34 años no se había casado mientras que en 1888 esta proporción llegó casi a 50%; luego bajó a poco menos de 40% en 1930.
Estos detalles estan resumidos en el (Cuadro 4). En 1777, 39% de las mujeres de 15 a 49 años no estaban unidas en el momento del empadronamiento, subiendo a 45% en 1788. En 1888 esta proporción llegó al máximo encontrado, 59%, para después bajar en 1930 al 53%. Estas diferencias tampoco se deben a cambios en la estructura por edad. Cómo se puede observar la proporción estandarizada de mujeres solteras para todos los padrones es casi igual a la observada. En esos mismos periodos la edad media al momento del matrimonio entre las mujeres bajó en unos dos años, de 21 a fines de la colonia a 19 años durante el Porfiriato y después de la Revolución. Esto podría parecer contradictorio, si no se hubiera encontrado lo mismo para todo México en el siglo XX. El estudio de Jourdain y Quilodrán prueba que mientras la proporción de mujeres casadas en México subió de 50% en 1930 a más de 70% en 1970, la edad media al matrimonio se mantuvo más o menos estable. Quiere decir que cambios sumamente fuertes en la proporción de las mujeres que se casan o se unen pueden occurir sin mayor cambio en la edad de unirse, o acaso sin movimiento alguno.
La interpretación convencional niega la posibilidad de que el matrimonio fuera un factor demográfico importante, sobretodo después de la Reforma cuando el matrimonio religioso perdió su caracter legal. Aunque es evidente que en cierto grado aumentó la proporción de hijos ilegítimos o naturales y que una mayor proporción de ellos fueron procreados dentro de un hogar estable aunque no legal, en el caso de Parral (hablamos del caso más complicado de Santiago Zautla más adelante) este proceso no fue suficiente cómo para compensar la reducción relativa de parejas casadas. Esto quiere decir que el aumento en la proporción de hijos ilegítimos es más bien un indicador de la disminución en la proporción de niños legítimos que un incremento material de las tasas de fecundidad ilegítima. En 1788 la proporción de hijos naturales llego al 25%; un siglo más tarde aumentó a 33%. Mientras tanto, la reproducción de mujeres casadas no cambió mayormente; la ratio niño-mujer casada (sin ajuste) fue de 720 en 1788 y de 820 un siglo más tarde. Siendo que la ratio general es mas baja en la segunda fecha que en la primera y que también es menor la proporción de mujeres en uniones estables en la segunda fecha, nos lleva a la conclusión que la diferencia en el nivel de reproducción entre los dos periodos sería consecuencia de la menor fecundidad de las mujeres que no estuvieron en uniones estables en la segunda fecha.
La otra explicación posible sería sostener que aumentó la mortalidad, pero la evidencia tanto de las menos mortíferas epidemias cómo del método de la orfandad de los novios sugieren un apreciable mejoramiento en las condiciones de vida. Teniendo presente el lento crecimiento de la población mexicana a fines de la colonia, es poco probable que la tasa de mortalidad hubiera sido mayor durante el Porfiriato, cuando hay datos de mayor confianza y señas claras de un crecimiento vegetativo que sube al 1.5%. Estudios sobre la mortalidad del siglo pasado son escasos, pero los pocos datos que hay muestran que de 1880 a 1900, la esperanza de vida subió cuatro años en Oaxaca, tres en Jalisco y aún dos en Guadalajara durante los inicios de su urbanización acelerada. En el caso de Parral a través del siglo pasado la esperanza de vida para adultos mejoró en más de diez años, ganancias que se perdieron a principios de este siglo a causa de la guerra civil de 1910-20 y la influenza española de 1918.
Es lógico considerar también cambios en la fecundidad, sobretodo si nos referimos a la fecundidad no-legítima. Para las mujeres parralenses no-casadas la ratio niño-mujer en 1788 es mayor que en 1888 (263 y 228, respectivamente). Al aplicar los coeficientes de corrección, la magnitud de la diferencia aumenta proporcionalmente, ofreciendo de nuevo apoyo a la hipótesis de que bajó la fecundidad de las mujeres no-casadas. Esto quiere decir que habría una correlación inversa en los cambios en la formación de familias y la fecundidad. A medida que siguió subiendo la proporción de mujeres no-casadas bajó su fecundidad.
¿Se pueden generalizar estos patrones de formación familiar a otros pueblos mexicanos? Veamos ahora el caso de una población poblana rural-indígena, Santiago Zautla. Las cifras disponibles de dos padrones, de 1787 y de 1930, muestran un fuerte aumento en la proporción de mujeres que no se casan. En 1787 de un total de 739 mujeres indias adultas mayores de 14 años de edad, sólo 46 (6.2%) fueron solteras, cifra que, al aceptar 20 años cómo la edad de ser adulto, baja a sólo seis individuos. Entre la "gente de razón" el comportamiento fue totalmente distinto, aunque por ser pocos no influye sobre los niveles generales. Entre estas personas había 58 mujeres casadas y 33 solteras o doncellas, la mitad de ellas menores de 20 años. Al sumar estas con las otras para permitir una comparación con el padrón de 1930, la soltería total de 20 años para arriba es de 3.0%. Es decir, 97% de las mujeres adultas fueron empadronadas como casadas.
Por ser tan pequeña la proporción de mujeres solteras en 1787, no importa si su fecundidad es baja o alta, no tendría mayores efectos en la ratio niño-mujer. (Es un hecho propicio porque el documento original no permite calcular la estadística por estado matrimonial de las mujeres.) Al lado de las 830 mujeres mayores de 15 años se empadronaron 346 niños menores de cinco años (incluyendo los huérfanos de madre), o que dá una ratio cruda de 417 niños por mil mujeres. Esta cifra es sumamente baja y una de los razones es la omisión de muchos niños menores de cinco años. Registraron 415 niños de 5-9 años de edad comparado con sólo 346 del primer grupo de edad. Nuestro factor de ajuste llega a 1,499 (415/346/,8), es decir, hay que aumentar la ratio niño-mujer en un 50%! El ajuste es grande por dos razones. Según el padrón, hay sólo 19 infantes menores de un año (5 de ellos de 9 meses de edad), o 5,5% de los menores de cinco años, cuando debería haber por lo menos un 20%. La tasa bruta de nacimientos es alta (42 por mil habitantes, calculada a partir de los registros parroquiales y el padrón, y sin ninguna corrección). Aún suponiendo que la mitad de los recien nacidos murieron antes de empadronarlos, tendría que haber cinco veces más infantes en el padrón que lo enumerado. No hay la menor duda que se dejó de empadronar la gran mayoría de estos infantes. Incluso quedaron a fuera muchos de los de un año de edad, siendo que constituyeron apenas un 13,6% de los menores de cinco. Precisamente en el caso de los de un año se podría especular que por los efectos del "año de hambre" (occurrido en 1786 cuando debería haber menos concepciones y más neonatos), habría menos efectivos para esta cohorte y aún más nacidos el año siguiente, los cuales aparecerían menores de un año en el padrón. Ahora bien, la ratio niño-mujer ajustada llega a ser 625 (417*1.499), bastante cercana a la de Parral en 1788 y cómo un décimo menos de la de 1777.
No debiera sorprendernos que desde 1787 a 1930 hubiera habido cambios en los patrones de fecundidad y unión y así aparece al comparar los padrones de estos años. Afortunadamente el último, cuando los comportamientos son más complicados, también se presta para un análisis más sofisticado. A base de una muestra sistemática de 1:5 de todos los hogares en ese año, se encontró 506 mujeres de 15 a 49 años de edad, sólo 37 de las cuales eran casadas según las leyes del estado. Entre los niños había 339 menores de cinco años y 257 de 5 a 9, dando un factor de 0,758, bastante cercano a la regla dorada de 0,8. Incluso si se hiciera el ajuste, sería apropriado reducir la tasa niño-mujer en un cinco por ciento. Sin embargo, no se pretende trabajar con tanta precisión. Nuestro indicador de fecundidad, sin ajuste, es de 670, superior en un siete por ciento al de 1787. Así que a estas alturas, si hubo cambio en los niveles generales de fecundidad, este fue pequeño y hacia el aumento.
Sin embargo, al analizar las distintas formas de unión en 1930 y su fecundidad correspondiente, se descubre algunas particularidades interesantes (Cuadro 5). Desde luego, las mujeres en uniones formales, es decir, las casadas, sea por el estado o la iglesia, ya no componía la gran mayoría de las mujeres adultas cómo en 1787, sino su inversa, bajando de un 78% en el primer año a poco más de 22% en el último. Se encuentra que en 1930, la mujer típica en esas edades se encontraba en unión consensual, 41% del total en edades fecundas. En el segundo rango, las solteras formaban el 29%, tres veces más que en 1787. Si se resta de esta fracción las madres llamadas "solteras," es decir fuera de toda unión según el padrón, todavía quedaba un porcentaje alto de mujeres que aparentemente no estaban expuestas a procrear niños (22%). Las madres solteras son realmente solas, hallándose apenas cuatro que vivían en hogares donde había un hombre que podría haber sido su pareja por su edad, estado matrimonial, apellido, y orden de enumeración. (Desafortunadamente el censo de 1930 no pidió parentesco o dato parecido que se pudiera haber aprovechado para dejar fuera de duda estos casos.) Por último están las viudas, y aquí las cifras fueron más propicias para la fecunidad en 1930, siendo apenas 7% comparado con 12% en 1787. En total, la fracción de mujeres en unión se redujo de mas de tres cuartos en 1787 a menos de dos tercios en 1930.
En el gráfico 2 se puede apreciar la persistenia de la condición del estado de soltera para una buena fracción de las mujeres adultas. A diferencia de la situación en 1787, aquí se nota que muy pocas de las mujeres menores de veinte están en algún tipo de unión. Además de las mayores de treinta años hay una fuerte proporción (comparada con 1787) que son solteras de las cuales muy pocas son madres.
Se puede apreciar su significado al estandarizar la fecundidad en 1787 por estado matrimonial de acuerdo con los niveles de procreación en 1930 (Cuadro 5). Se hace necesaria esta operación porque el padrón de 1787 no permite apreciar la fecundidad por estado matrimonial de las madres (ni tampoco por su edad). Si las mujeres casadas de Santiago Zautla en 1787 habrían procreado al mismo nivel de 1930, su fecundidad habría sido bastante mayor que la que se aprecia en el padrón de ese año. Agregando las pequeñas porciones para las pocas mujeres solteras y viudas se llega a un nivel general que habría sido 20% mayor que la observada. Dicho de otra manera, si las mujeres en 1930 habrían mantenido los patrones de unión característicos de Zautla a fines de la colonia, con los niveles de fecundidad específica por estado matrimonial después de la revolución de 1910-20, habría aumentado en 20% la fecundidad general de esta comunidad. En realidad, cómo hemos visto, se mantuvo casi constante en los dos periodos gracias a una fuerte fracción de mujeres en la última fecha que quedaron fuera de unión durante las edades de su mayor fecundidad.
Conclusiones. Se ha pensado que el matrimonio civil a fines del siglo pasado fue nada más que un mero hecho legal sin valor social ni demográfico. Sin embargo, los padrones de estas comunidades sugieren que no fue así. Después de la Revolución, las mujeres en estas dos comunidades que no se casaron tampoco procrearon tantos niños cómo las no-unidas de fines de la colonia. Quiere decir que la probabilidad de ser madre disminuyó con el tiempo. En el caso de Santiago Zautla los niveles generales de fecundidad se mantuvieron constantes por un aparente aumento de la fecundidad (o una baja de la mortalidad infantil) entre las uniones estables. En Parral, hubo aumento en la fecundidad de las uniones también, pero sin ser suficiente para compensar por la creciente fracción de mujeres que quedaron fuera de uniones.
No hay explicaciones fáciles--y mucho menos demográficas--para los cambios en la incidencia del matrimonio. Lo más obvio--escasez de posibles esposos--es falso según se demuestra por los mismos padrones. Por ejemplo, en el caso de Parral el índice de masculinidad siempre muestra más mujeres que hombres en las edades fecundas, pero el índice mejoró levemente a través del tiempo, favoreciendo la formación de parejas en dos maneras: el aumento absoluto de la población y la disminución del desequilibrio entre los sexos para personas solteras. El indicador de masculinidad (el número de hombres solteros de 15 a 49 años dividido por el de mujeres solteras de 15 a 39 años) fué 0,48, 0,53 y 0,65 en 1788, 1888 y 1930, respectivamente. Quiere decir que a medida que aumentó la proporción de mujeres solteras, también subió la proporción de hombres solteros disponibles para uniones, aunque aparentemente no dispuestos a tomar las responsibilidades correspondientes. Cambios legales, tales cómo la exigencia de que los menores consiguesen permiso de los padres para casarse a partir de 1804 y después la secularización del matrimonio por las leyes de la Reforma, debilitaron la posición de la mujer en el cortejo nupcial, estimulando las uniones informales e incluso la frecuencia de madres solteras. En el caso de Santiago Zautla, es posible que los cambios reflejen la mestización cultural, sino étnica, de la población. Se requiere otros estudios para ver si los cambios esbozados aquí tanto en formas de unión cómo en la fecundidad fueron reglas generales en México o si Parral y Santiago Zautla son sólo casos especiales.
Es evidente que el análisis de sólo dos comunidades no basta para contradecir la conclusión de Cook y Borah ni la de Alba citada anteriormente. Sin embargo, si se acepta la interpretación ofrecida cómo válida para todo México, y se acepta que se aceleró la tasa de crecimiento demográfico a fines del siglo diecinueve y principios del veinte, los datos de los padrones de Hidalgo de Parral y Santiago Zautla sugieren la manera cómo pudo haber bajado la fecundidad y llaman la atención para buscar cambios en la propensión al matrimonio, las relaciones entre los sexos, y la natalidad para madres no-casadas en otras regiones de México en el pasado.
*Las citas bibliográficas no se incluyen en esta versión electrónica.
