ANTIGUO METODO PARA ANTIGUOS DOCUMENTOS;

DINAMICA DEMOGRAFICA EN LA ARGENTINA

COLONIAL DEL SIGLO XVIII

 

Mario Boleda *

 

 

*           Investigador Conicet; Prof.Tit. UNSa.

            GREDES

            Casilla Nro. 4

            Correo Central

            4400  Salta

            Argentina

            Tel/Fax:   ..54 - 387 - 423 4380

            E-mail: boleda@unsa.edu.ar

______________________________________________________________________

 

 

1.‑        INTRODUCCION

 

            La finalidad de este trabajo consiste en dar cuenta del proceso demográfico básico verificado en las poblaciones observadas. En este caso, el blanco del análisis está constituido por poblaciones indígenas del Norte de la Argentina, situadas en la actual provincia de Jujuy, que fueron objeto de recuento por parte de las autoridades coloniales en el curso del último cuarto del siglo XVIII. Ha de ponerse de relieve, sin embargo, que aquí se persiguen principalmente finalidades de difusión metodológica. Por eso, el texto es relativamente detallado en los apartados técnicos. De cualquier forma, es importante subrayar que no hay aquí ninguna clase de innovación. En efecto, los procedimientos utilizados tienen ya una larga historia, en un todo independiente de esta aplicación a poblaciones históricas.

            Debe indicarse que las fuentes explotadas, listas nominativas, son de inevitable consulta por parte de aquellos especialistas interesados en avanzar sobre el comportamiento de las variables demográficas concernientes a las poblaciones nativas de la región. En el terreno de la demografía histórica sudamericana, por un conjunto de razones que hacen a la limitada universalidad y a la información contenida, es común asumir que los registros parroquiales aparecen como menos útiles para este segmento de la población. Por el contrario, son significativamente más apropiados para los individuos de origen europeo. En contrapartida, las enumeraciones relativas a estos últimos no son frecuentes. Así, mientras los registros alcanzan una importancia capital como fuente para la población blanca, sector dominante en aquella sociedad, las listas nominativas lo hacen con referencia a la población autóctona, sector dominado. Claro que esta distinción no debe ser tomada como una utilidad exclusiva por parte de las fuentes. Por ejemplo, distintos estudios sobre poblaciones indígenas han trabajado provechosamente con datos obtenidos de los registros parroquiales (así, Boleda y Tandeter, 1998).

            Debe también señalarse que este texto es en alguna medida reflejo de documentos previos (Boleda, 1992a, 1992b, 1992c, 1996, 1998; Boleda y Mercado, 1991, 1992), continuando con la serie de actividades previstas en el programa Demhisnoa (Demografía Histórica del NOA) que se encuentra en desarrollo desde hace ya unos años.

 

 

2.-        LAS FUENTES DE DATOS 

 

            A los fines de este trabajo, se cuenta con cuatro listas nominativas relevadas en la región, en fechas relativamente próximas entre sí. Cabe notar que no es fácil asignarles una fecha establecida por métodos precisos, ya que no existe nada parecido a la fecha del relevamiento, o de referencia, que es habitual encontrar en los censos contemporáneos. De todos modos, considerando el inicio y el cierre de las actuaciones, estas enumeraciones pueden ser datadas en una forma aproximada y útil a los fines demográficos.

            Como es conocido, la mayoría de estos recuentos coloniales tenía objetivos ante todo fiscales pues, por medio de ellos, se instrumentaba la recolección de las tasas o tributos a los que los súbditos aborígenes, de sexo masculino, estaban obligados. Esta condición otorga características especiales a los documentos explotados, gené-ricamente identificados, aquí, como listas nominativas, si bien la jerga suele deno-minarlos padrones, aunque no tan especiales como para que no puedan ser encarados como si fueran censos contemporáneos de población, con todas las dificultades que éstos entrañan. De cualquier modo, estos cuatro documentos parecen hacer parte, si bien las fuentes no dicen nada al respecto, del famoso censo ordenado por Carlos III. En consecuencia, no son instrumentos cuyo uso fundamental haya residido, en aquella época, en la determinación de las tasas sino, por el contrario, en la enumeración del conjunto de los habitantes.

            Las cuatro listas mencionadas pueden ser presentadas de la manera siguiente, con indicación de las fechas atribuidas y las referencias de los repositorios correspondientes:

(a)        el Padrón de Yavi y sus contornos, 1779 (LN-779-Y), conservado en el Archivo Histórico de la Provincia de Jujuy (AHPJ; Caja I, R.R., Libro II), relativo a parcialidades Casabindo y Cochinoca,  que puede ser fechado el 1ro. de enero de 1779;

(b)       el recuento correspondiente a Pueblos de indios de Santa Catalina, que también puede ser fechado el 1ro. de enero de 1779 (LN-779-STA) y que concierne a pobla-ciones Omaguaca y Casavindo (publicado por Ricardo Rojas, 1913, pp. 211-247);

(c)        el Padrón del curato de la Rinconada, de igual fecha (LN-779-RIN), relativo a comunidades pertenecientes a las etnias Casabindo y Cochinoca (publicado por Ricardo Rojas, 1913; pp. 247-290);

(d)       el Padrón del Pueblo de Cochinoca y otros lugarcitos que corresponden a este curato, de igual fecha (LN-779-COC) relativo a nativos Cochinoca (igualmente publicado por Rojas, 1913; pp. 291-333).

Estas fuentes relevan a toda la población, sin manifestar exclusiones sistemáticas que afecten a segmentos determinados, aunque padecen de las omisiones aleatorias y selectivas que son propias en instrumentos de este tipo. Los individuos figuran agregados en lo que parece constituir grupos familiares-residenciales, mayori-tariamente ligados unos a otros por lazos de parentesco pero muy probablemente determinados, también, por una suerte de asentamiento espacial que los emparenta con la noción contemporánea de hogar.

            Todas las personas enumeradas aparecen identificadas por sus nombres  (de allí, la expresión lista nominativa)  y se indican sus respectivas edades, así como la tenencia de hijos y varios otros datos que frecuentemente permiten, por ejemplo, evaluar el estado civil y la posición social de las unidades de análisis. La presencia de la edad en el caso de las mujeres adultas, nada común en recuentos coloniales, muchos de los cuales solamente registran esta información para las mujeres jóvenes y solteras,  da a estos documentos un valor demográfico particular y los diferencia de las listas en donde importan solamente los taseros o tributarios.

            En el Cuadro 1 se resumen los datos básicos. Allí puede verse la razón de masculinidad que indica una sobreabundancia de mujeres cuando el valor es inferior a 1.000 (sobre todo en Yavi) y sobreabundancia de hombres cuando es mayor que 1.000 (sobre todo, en Cochinoca).

 

 

 

Cuadro 1

Poblaciones por sexo. Listas Nominativas Coloniales

del Norte de la Argentina, 1779.

 

Población

YAVI

STA

RIN

COC

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

TOTAL

2703

1955

1996

2268

Hombres

1302

993

1007

1167

Mujeres

1401

962

989

1101

H/M

0.929

1.032

1.018

1.060

 

                        Fuentes:       LN-779-Y; LN-779-STA; LN-779-RIN; LN-779-COC;

                                                Boleda (1992a, 1992b, 1992c, 1996, 1998).

 

 

3.-        LOS METODOS  

 

            La perspectiva aquí asumida se apoya en la aplicabilidad de los modelos de población con el fin de obtener un conjunto de estimaciones demográficas, por una parte, y en la condición clave de las estructuras observadas de población para servir como llave de ingreso a esos modelos, por la otra. El recurso a los modelos es de gran utilidad en aquellas ocasiones en que, por muy diversos motivos, la información empírica disponible es fragmentaria, ya sea por la limitación en el número de las fuentes a la mano o por la calidad de las mismas. Así, se trata a estas enumeraciones del pasado de la misma forma en que se tratarían las enumeraciones contemporáneas.

            De entre los distintos modelos existentes, los aplicados en este caso se res-tringen a los propuestos por Coale & Demeny (1966; West Family), de amplia difusión y llevados a la práctica en forma virtualmente universal. Para los aspectos metodológicos, se podrá recurrir a textos ya clásicos, como los de United Nations, 1967 y 1983. Para las aplicaciones concretas, dentro del casi infinito número de ejemplos, puede verse Foschiatti y Somoza (1984 y 1985) Jaspers Faijer y Pérez Brignoli (1985), Somoza (1985). Ciertamente, cabe la posibilidad de discutir la auténtica medida en que dichos modelos se ajustan a las poblaciones históricas reales, pero poca alternativa queda cuando las referencias empíricas son escasas.

            La importante ventaja de la propuesta de Coale & Demeny reside en que provee las poblaciones estables ya tabuladas facilitando, de esta forma, la comparación inmediata con estructuras observadas y, luego, el pasaje a la estimación de la dinámica propiamente dicha. Así, el procedimiento básicamente utilizado en el presente estudio, para buena parte de las pruebas y las estimaciones, puede ser considerado como el método de las poblaciones estables (MEPE).

            Como se indicó, se dispone de dos medidas del crecimiento natural vigente en Yavi (Casabindos y Cochinocas) de 1,15 por cien medio anual y de 1,75 por cien medio anual. Las diferencias entre ellas dependen del sistema elegido para determinar la población que sirve de base para el cálculo del indicador. A primera vista, estas dos cifras, sobre todo la segunda,  pueden parecer sobre-estimadas, punto sobre el que se volverá más adelante. Lamentablemente, no se cuenta con ninguna evaluación del crecimiento natural correspondiente a las otras poblaciones. Ello obligará a emplear, por lo menos en un primer momento, un espectro relativamente amplio de tasas posibles, incluyendo las dos ya conocidas para Yavi.

 

 

4.-        ESTUDIO DE LAS ESTRUCTURAS

 

 

4.1.      Primer análisis

 

            El primer paso consistió en considerar las estructuras de población por sexo y edad. Las gráficas incluidas en las Figuras 1 a 4 contienen, precisamente, las estructuras de estas poblaciones. Se trata de las estructuras armadas por grupos quinquenales regulares (Q: 0-4, 5-9, 10-14, etc.).

            Como puede constatarse, la estructura correspondiente a Yavi   (Figura 1, para acessar a figura clique aqui, posteriormente, para voltar ao texto, clique no botão VOLTAR, ou BACK, do seu navegador) manifestó un perfil poco regular, aunque la situación fue más o menos pareja entre los dos sexos. Así, se nota por ejemplo una clara sub-enumeración de niños entre 0 y 4 años de edad y entradas muy abruptas para el grupo de 15-19. Conviene recordar que, en el caso de la población masculina, este grupo contiene la edad en que los aborígenes comenzaban a pagar el tributo. Las otras localidades también aparecieron con irregularidades importantes.

            Es posible, asimismo, construir las pirámides mediante agrupamientos algo diferentes. Por una parte, teniendo en cuenta las edades individuales que suelen ejercer una particular atracción sobre los declarantes y los observadores, pueden formarse grupos quinquenales no-convencionales (Q-No-C: 3-7, 8-12, 13-17, etc.), en los que conviene eliminar el primer tramo comprendido entre 0 y 2 años. Por la otra, pueden elaborarse grupos decenales regulares (D: 0-9, 10-19, 20-29, etc.) y, también, grupos decenales no-convencionales (D-No-C: 5-14, 15-24, 25-34, etc.). En estos dos últimos casos, sin embargo, se resguardó la dimensión del quinquenio para mantener la comparabilidad entre las diversas representaciones. Los resultados de estos distintos arreglos de los datos observados se encuentran en las figures Fig. 1-1.3, Fig 2-2.3, Fig. 3-3.1 e Fig. 4-4.1 (para acessar cada conjunto de figuras clique sobre cada uma destas chamadas, posteriormente, para voltar ao texto, clique no botão VOLTAR, ou BACK, do seu navegador) que se agregan al final de este texto. En estas nuevas representaciones, se han retomado las estructuras previamente analizadas, identificadas con su número original y con (Q) para indicar el origen de las cifras en agregados quinquenales habituales.

            Para todas las listas consideradas, la mejor manera de agrupar las edades individuales resultó ser la decenal, ya sea convencional (D) o no-convencional (D-No-C). En distintas medidas, Yavi y COC son los ejemplos del primer caso; STA y RIN son los ejemplos del segundo. Así, puede decirse que todas las listas mejoran notoriamente sus perfiles estructurales cuando se pasa a un arreglo decenal (convencional o no) de sus datos por edad. Esta situación reduce la importancia de cualquier asimetría original, en particular, cuando se tiene en cuenta que, como se verá más adelante, los datos brutos serán finalmente acumulados en ojivas para pasar al análisis demográfico específico.

 

 

4.2.      Calculando algunos índices

 

            Como primera medida, se procedió a aplicar las técnicas habituales de evaluación de censos (Chackiel y Macció; Naciones Unidas, 1955), de tan amplio y generalizado uso cuando se trabaja con relevamientos de población, con el fin de verificar hasta qué punto las irregularidades estructurales marcan los documentos observados. Los resultados se encuentran detallados en el Cuadro 2, cuadro en el que también se consignan cifras relacionadas con algunos censos modernos de América Latina.

            El índice de Whipple mide la atracción que los dígitos terminales 0 y 5 ejercen sobre los declarantes de edad, en tanto que el índice de Myers mide la atracción relativa de todos los dígitos terminales (de 0 a 9). Estos dos instrumentos permiten evaluaciones separadas por sexo, aunque en el Cuadro 2 sólo se incluye el resultado de Whipple para los sexos reunidos (columna 4) por razones de comparación con la fuente de los censos latino-americanos.

            En cuanto al índice propuesto por las Naciones Unidas, que no da lugar a estimaciones discriminadas para hombres y para mujeres, combina la composición por sexo y la composición por edad pero sin evaluar la atracción de los dígitos finales de edad. En el presente caso (Cuadro 2, columna 5), ha sido calculado en relación con el tramo de edad que va de 5 a 75 años.

            Según las escalas que se usan para considerar estos índices (Boleda, 1987, pp. 16-17), puede verse en el Cuadro 2 que las listas nominativas aquí consideradas no aparecieron como necesariamente peores que diversos censos modernos con calidad deficiente, sobre todo cuando se atiende a los valores obtenidos con los índices de Myers y de Whipple. Claro que la evaluación surgida a partir del método de las Naciones Unidas fue evidentemente muy mala, pero debe destacarse el peso que este procedimiento asigna a las relaciones de masculinidad por edad, las cuales terminan ponderadas por un factor igual a 3. Cabe pensar que dichas relaciones son muy afectadas por los totales escasos, adquiriendo mayores o más erráticas fluctuaciones.

            En definitiva, si bien muestran sus problemas, nada indica que estas enumeraciones coloniales deban ser necesariamente dejadas de lado, ni que el análisis demográfico a desplegar sobre ellas carezca a priori de sentido.

 

 

Cuadro 2

Evaluación de las listas nominativas coloniales usadas como fuentes,

en comparación con algunos censos modernos relevados

en la América Latina (ca. 1970).

 

 

 Poblaciones

Myers-M

Myers-F

Whipple

UN

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

-El Salvador

20.4

20.9

161.7

25.7

-Guatemala

19.9

24.4

163.9

27.7

-Haití

26.2

24.7

170.6

37.6

-México

15.5

18.6

148.0

18.7

-Nicaragua

28.3

27.9

185.2

31.1

-Rep.Domin.

25.2

25.9

181.0

41.2

-Y A V I

28.1

31.1

140.1

167.8

-S T A

35.0

34.6

82.2

343.9

-R I N

60.9

72.5

269.1

508.9

-C O C

41.1

71.6

216.7

224.8

 

                        Fuentes:       LN-779-Y; LN-779-STA; LN-779-RIN; LN-779-COC;

                                               Chackiel y Macció (1978-79); Naciones Unidas (1955).

 

 

4.3.      Comparación con modelos

 

            Ya se adelantó que se aplicarían los modelos de población estable a los fines de progresar en la explotación de las listas nominativas. Para ello, es menester llevar a cabo una comparación relativamente detenida de los perfiles estructurales.

            Una de las prácticas, en estos casos, consiste en calcular los cocientes c(x) / cs(x), en los que el numerador representa la proporción de población en una edad (x) determinada de la estructura efectivamente observada, en tanto que el denominador representa el mismo concepto, y para la misma edad, pero del standard o modelo utilizado. Cuanto más la enumeración real y el modelo se asemejan, más el valor de estos cocientes debe encontrarse próximo a la unidad.

            También es usual calcular las diferencias entre ojivas C(x) - CS(x), en donde C(x) es la proporción de población acumulada desde 0 (cero) hasta la edad (x) en la población observada, mientras que CS(x) representa la población acumulada desde 0 (cero) hasta la misma edad (x) pero correspondiente al standard. Puesto que las dificultades de enumeración más importantes se presentan en las edades menores y jóvenes, que congregan a la mayor parte de los individuos componentes de una población, se supone que partiendo de la edad cero, punto en el cual no existen diferencias posibles, las divergencias entre ojivas deben aumentar rápidamente para luego ir reduciéndose en la medida en que los desajustes van quedando atrás por la acumulación ejecutada a edad creciente. A los fines de establecer en qué medida un modelo se ajusta a una población real (a mayor ajuste, los valores tenderán a ser nulos), esta segunda vía parece más conveniente.

            Las series de Figuras 5 y 6 representan, precisamente, estas diferencias entre ojivas, comparando Yavi con los primeros ocho (8) niveles de mortalidad de la familia Oeste (Coale & Demeny, West Family), cuyas esperanzas de vida al nacimiento fluctúan entre 20,00 y 37,50 años para mujeres (Fig. 5.1-5.4 e Fig. 5.5-5.8; para acessar cada conjunto de figuras clique sobre cada uma destas chamadas, posteriormente, para voltar ao texto, clique no botão VOLTAR, ou BACK, do seu navegador) y entre 18,03 y 34,89 años para el sector masculino (Fig. 6.1-6.4 e Fig. 6.5- 6.8; para acessar cada conjunto de figuras clique sobre cada uma destas chamadas, posteriormente, para voltar ao texto, clique no botão VOLTAR, ou BACK, do seu navegador).

            Asimismo, para esas representaciones gráficas se tuvieron en cuenta cuatro tasas diferentes de crecimiento natural (r = 0,5 %, 1,0 %, 1,5 % y 2,0 %), las cuales encierran las tasas calculadas para Yavi que ya fueron mencionadas (1,15 por cien y 1,75 por cien) y corrigen un tanto el límite inferior del intervalo por una eventual sobre-evaluación de estas últimas. Debe aclararse, finalmente, que se incluyen solamente las 16 representaciones concernientes a Yavi a modo de ejemplo. El lector comprenderá que comparaciones como éstas también fueron llevadas a cabo con las otras tres listas nominativas que forman parte del estudio.

            Considerando esas figuras, puede verse que, en el caso de la población femenina de Yavi (serie de Figuras 5) los perfiles tienden a reproducir el patrón afro-asiático (Naciones Unidas, 1967, Cap. 1), de forma que es recomendable comenzar la estimación por el segmento femenino. Con una tasa del 0,5 por cien, el standard se halla muy alejado. Con una tasa del 2,0 %, en cambio, hay proximidad, pero en niveles de mortalidad que suponen esperanzas de vida al nacimiento probablemente muy altas (niveles 6 ó 7, con esperanzas de vida al nacimiento de 32,50 y 35,00 años, respectivamente). Por otra parte, la tasa del 1,0 por cien produce proximidad entre Yavi y el standard, pero con niveles de mortalidad muy fuertes (nivel 1, con esperanza de vida al nacimiento de 20,00 años), en tanto que la tasa de 1,75 por cien genera proximidad hacia el nivel 5 (esperanza de vida al nacimiento de 30,00 años). Esta última parece ser, en principio, la más adecuada.

            En cuanto a la población masculina (serie de Figuras 6), la constancia de los valores es menos definida que en el segmento femenino, mostrando curvaturas de los perfiles bastante más pronunciadas. Pero las notas anteriores mantienen su vigencia, con la restricción que acaba de indicarse.

            En lo que atañe a las otras tres poblaciones (STA, RIN y COC) los resultados de sus comparaciones con los modelos fueron más erráticos pero, en general, puede decirse que STA y COC se asimilaron al patrón latinoamericano (conviene, entonces, comenzar las estimaciones por el sexo masculino), en tanto que RIN no parece aproximarse a ninguno de los dos modelos en forma definida.

            Como consecuencia de los elementos anotados en los subtítulos anteriores, pueden adoptarse ya algunas primeras decisiones. En parte como consecuencia de las dificultades observadas, resulta conveniente proceder a estimaciones experimentales por modelos, entrando a ellos con los datos observados, sin corregir, y usando las ojivas. Ha de notarse que este camino lleva a la adopción de los indicadores demográficos del standard que se halla más próximo, o se ajusta más, a la población estudiada. En un mismo acto, entonces, se corrigen las estructuras de población observadas y se les atribuye la dinámica demográfica del modelo elegido.

 

 

5.-        ESTIMACION POR EL MEPE 

 

            Una forma recurrente de ingresar a los modelos de población, como ya ha sido practicado en los puntos anteriores, es a través de la estructura y la tasa de crecimiento natural observadas (Naciones Unidas, 1967, Caps. 1 y 6). Las estructuras históricas ya fueron evaluadas (Apartado 4).

            Como se adelantara, para el caso concreto de Yavi (LN-779-Y), gracias a información relativa a bautismos y entierros, se cuenta con dos evaluaciones de la tasa de crecimiento natural (r): una de 1,15 % medio anual y otra de 1,75 % medio anual. Lamentablemente, el eventual subregistro de estos fenómenos permanece desco-nocido, por lo que no es posible proceder a una corrección de los datos brutos. Claro que el valor de 1,75 %, en particular, puede resultar un tanto excesivo para la época, reflejando probablemente una captación más deficiente de las defunciones.

            Por otra parte, no se dispone de ninguna estimación con referencia al crecimiento natural de las otras poblaciones. Es por eso que, en principio, se trabajará con cuatro (4) tasas alternativas fijadas a distancias sistemáticas (a saber: 0,5 %; 1,0 %; 1,5 %; y 2,0 %) que comprenden las dos calculadas para Yavi (1,15 % y 1,75 %).

            El mecanismo específicamente aplicado para llevar a cabo las estimaciones, puede resumirse en los siguientes pasos:

            (a)       se trabajó solamente con la familia Oeste (Coale & Demeny, West Family);

            (b)       se buscó, para cada una de las cuatro tasas indicadas, las poblaciones estables femeninas y masculinas cuyas CS(x) encerraran las C(x) femeninas y masculinas observadas en las listas;

            (c)       se calcularon, por interpolación lineal, los niveles de mortalidad exacta-mente correspondientes a las C(x) observadas, para todas aquellas C(x) en que ello fuera posible, desde C(5) hasta C(65);

            (d)       se retuvieron aquellos niveles de mortalidad que mantuvieran cierta cons-tancia, lo que generalmente se dio entre las acumulaciones C(20) y C(45);

            (e)       entre estos últimos, se adoptó el nivel de mortalidad mediano;

            (f)        con este nivel ya fijado, se procedió a calcular las esperanzas de vida al nacimiento y las tasas de natalidad, siempre para el sexo de arranque, mediante interpolaciones lineales en los modelos;

            (g)       obtenidas las tasas de natalidad, se calcularon las de mortalidad por diferencia con las tasas (r);

            (h)       se completaron las estimaciones para el otro sexo y para el conjunto de ambos.

            El esquema precedente abre la posibilidad de encarar la estimación de los restantes indicadores fundamentales de la dinámica demográfica, tal como quedaron especificados en el detalle anterior (puntos g y h). Para ello, se utilizaron las funciones siguientes, según fueran necesarias:

 

                                                                                                     (1)

 

                                                                                                            (2)

y

                                                                                          (3)

en donde:

las b indican las tasas de natalidad,

las N los nacimientos,

las P las poblaciones, y

los supraíndices F y M, los sexos femenino y masculino, respectivamente.

 

            Mediante la utilización de las expresiones señaladas más arriba, se obtuvieron las tasas de natalidad (b) de la población femenina y masculina, según corres-pondiera, así como también de la población total (sexos reunidos). Por diferencia entre las tasas (r) y las tasas de natalidad (b) estimadas, se obtuvieron las tasas de mortalidad (d) femeninas, masculinas y totales. Por otra parte, las tasas de natalidad (b) facilitaron la fijación del nivel de mortalidad y la consecuente estimación de la esperanza de vida al nacimiento (e0). En cuanto a la esperanza de vida al nacimiento de los sexos reunidos, ésta fue obtenida por medio de la proporción de sexos entre los nacidos vivos (0,512 varones; 0,488 mujeres). Los resultados se encuentran consig-nados en el Cuadro 3.

            Atendiendo primero al segmento de dicho cuadro que corresponde a las estimaciones relativas a los dos sexos reunidos (cuyos superíndices rezan F+M) puede verse que Yavi, STA y RIN aparecieron con una mortalidad similar entre sí y clara-mente menor que la de Cochinoca, con una diferencia de aproximadamente dos años. Estas localidades mostraron menor semejanza en lo que hace a las tasas brutas de natalidad y de mortalidad, indicadores que se hacen un poco más difíciles de estimar por ser, probablemente, de condición menos resumen que la esperanza de vida al nacimiento.

            Algo similar sucede cuando se procura llegar a los valores que corresponden a cada uno de los sexos, entre los que se encuentran fluctuaciones de mayor porte. Sobre este punto, ha de tenerse en cuenta que parte de esas diferencias se debe al hecho de trabajar con poblaciones relativamente pequeñas. Al dividir básicamente por dos la población total, la influencia de este factor aumenta. Así, si se tiene en cuenta solamente la esperanza de vida al nacimiento, puede constatarse que la diferencia mayor para ambos sexos alcanza los dos años, mientras que para las mujeres, casi alcanza los cuatro años.

            Asimismo, si se consideran las diferencias de esperanza de vida, entre hombres y mujeres, para cada localidad, se ve que este diferencial fluctuó entre 4 y 0,5 años de vida, en favor de las mujeres.

 

 

Cuadro 3

Dinámica demográfica en el Norte de la Argentina

(por 1.000 habitantes), 1779.

 Indicador

Yavi (a)

STA (b)

RIN (b)

COC (b)

(1)

(3)

(4)

(5)

(6)

bM

58.87

49.23

48.14

50.63

dM

41.37

37.73

36.64

39.13

e(0)M

26.03

27.31

27.98

26.51

bF

52.11

48.39

46.67

51.11

dF

34.61

36.89

35.17

39.61

e(0)F

30.08

27.95

29.10

26.35

bF+M

55.34

48.81

47.36

50.82

dF+M

37.84

37.31

35.86

39.32

e(0)F+M

28.01

27.62

28.53

26.43

 

                                        (a) tasa r= 1.75 %; arranque con las mujeres.

                                        (b) tasa r= 1.15%; arranque con los hombres.

 

                        Fuentes:  LN-779-Y; LN-779-STA; LN-779-RIN; LN-779-COC;

                                          Boleda (1992a, 192b, 1992c); Coale & Demeny (1966).

 

 

Pero aquí debe notarse el resultado anómalo de Cochinoca en donde la diferencia, practicamente nula (0,16 años de vida) fue favorable al sexo masculino. Este es también un elemento que debe ser relativizado al contexto cuantitativo de la época.

 

 

6.-        A MODO DE CIERRE 

 

            En el presente trabajo se han encarado estimaciones que se refieren a la dinámica demográfica de algunas poblaciones aborígenes del Norte de la Argentina, en momentos en que corría el último cuarto del siglo XVIII. La etapa colonial se aproximaba a su fin, en ese entonces convulsionada por movimientos contestatarios que alcanzaron repercusiones importantes en el curso de esa centuria (Golte, 1980), coronando en el gran levantamiento de Túpac Amaru (1780-81) y las ondas expansivas que lo continuaron en los años siguientes. El sistema de dominación, empero, se mantenía todavía en vigencia con todos sus institutos en funcionamiento. Entre ellos, la tasa aplicada a los nativos, tributo que daba lugar a la elaboración de listas nominativas, a veces centradas en los taseros y otras veces orientadas hacia el conjunto total de la población. Las aquí trabajadas corresponden a estas últimas; de hecho, probablemente fueron parte de lo que se conoció como censo de Carlos III.

            Es gracias a todos los relevamientos que acompañaron la gestión colonial y a la utilización de modelos de población que, en la actualidad, puede evaluarse la espe-ranza de vida al nacimiento de aquellas poblaciones autóctonas, con valores que se encuentran entre, digamos, los 26 años (COC) y los 28 años (Yavi, STA y RIN), sexos reunidos. Las poblaciones europeas de la época se hallaban en torno a los 35 o 37 años de esperanza de vida, es decir, unos diez años por encima de estos autóctonos sudamericanos.

            Las cifras antes mencionadas indican una dinámica demográfica en total estadio pre-transicional, reflejando poblaciones aborígenes apenas alejadas de los niveles extremos de mortalidad pero con la vitalidad suficiente como para reproducirse en virtud de una alta fecundidad general. Las evaluaciones llevadas a cabo sobre este tema en particular, para la localidad de Yavi, han arrojado un número medio de hijos por mujer de 7,6 (estimación por modelos; Boleda, 1992c) y de 7,8 (por el método de hijos propios; Boleda y Mercado, 1992).

            Para terminar, no debe eludirse la calidad todavía provisional de estos resultados, que sólo alcanzarán sostén aceptable en la medida en que explotaciones de otros documentos concluyan en aportes confirmatorios. En este emprendimiento, continuación natural de los estudios que forman parte del programa Demhisnoa, cabe confiar en que será posible practicar una indagación más variada en términos de fuentes a analizar y, quizás, modelos a aplicar. Mientras tanto, todo parece indicar que el uso del MEPE, apoyado en los modelos de Coale & Demeny, procedimiento ya antiguo en el dominio de la demografía contemporánea, puede dar buenos frutos cuando se lo utiliza con documentos del pasado colonial sudamericano.

 

 

 

 

 

R E F E R E N C I A S

 

 

BOLEDA, M.

            (1987): Los censos de población para la provincia de Salta, Gredes, Cuaderno Nro.2, Salta.

            (1992a): "Mortality in North-West Argentina (End of the 17th Century / End of the 18th Century)", Contributed paper, PAA 1992 Annual Meeting, Historical Demography Session, Denver, April-May.

            (1992b):"Dinámica demográfica en el Norte de Argentina y Chile (último cuarto del  siglo XVIII)", IV Jornadas sobre Temas Actuales de Investigación Histórica  en la Argentina, Panel sobre Historia Demográfica, Comité Internacional  de Ciencias Históricas, Córdoba, julio.

            (1992c): Demografía Histórica del Noroeste Argentino (1). Dinámica demográfica  hacia fines del siglo XVIII, Gredes, Cuaderno Nro.15, Salta.

            (1996): "Mortality in North-West Argentina and North of Chile (End of the XVIII  Century)", European Social Science History Conference, De Leeu wenhorst, Noordwijkerhout, The Netherlands, May 9-11.

            (1998): "Dinámica demográfica durante el pasado colonial, en los Andes centro-  meridionales", Seminar on Change and Continuity in American Demographic Behaviors: The Five Centuries Experience, IUSSP Committee on Historical Demography, Universidad de Córdoba, October 27-29, Session  7, Córdoba.

 

BOLEDA, M. y MERCADO, M.C.

            (1991): Introducción a la Demografía Histórica del Noroeste Argentino (NOA),  Gredes, Cuaderno Nro.11, Salta.

            (1992): "Mortalidad y fecundidad en el Noroeste Argentino (NOA), hacia fines del siglo XVIII", Comunicación presentada a la Conferencia: El Poblamiento  de las Américas, Sesión H.17, IUSSP/UIESP - ABEP - FCD - PAA - SOMEDE, Veracruz, mayo.

 

BOLEDA, M. y TANDETER, E.

            (1998):"Dinámica de la población en el Alto Perú Colonial. Crítica de fuentes y  estimaciones", XVI Jornadas de Historia Económica, Asociación de Historia Económica, Universidad Nacional de Quilmes, 16-18 septiembre.

 

COALE, A. & DEMENY, P.

            (1966): Regional Model Life Tables and Stable Populations, Princeton University  Press, Princeton, New Jersey.

 

CHACKIEL, J. y MACCIO, G.

            (1978-79): Evaluación y corrección de datos demográficos, CELADE, Serie B, Nro.39, Santiago de Chile.

 

FOSCHIATTI, A.M. y SOMOZA, J.

            (1985): "Breve historia de la ciudad de Corrientes y estimación de la mortalidad adulta por sexo, a partir de información sobre orfandad recogida en actas matrimoniales de la  Catedral de Corrientes entre 1866 y 1875", Seminar on Adult Mortality and Orphanhood in the Past, San José, Costa Rica,  December 12-14.

            (1985): "Una estimación de la mortalidad de la ciudad de Corrientes en el siglo  XIX", Notas de Población, Año XIII, Nro. 39, diciembre, pp. 105-126.

 

GOLTE, J.

            (1980): Repartos y Rebeliones. Túpac Amaru y las contradicciones de la economía regional, Instituto de Estudios Peruanos, Lima.

 

JASPERS FAIJER, D. y PEREZ BRIGNOLI, H.

            (1985): "Estimación de la mortalidad adulta en seis parroquias del valle central de Costa Rica (1888-1910) a partir de la información sobre orfandad", Notas   de Población, Año XIII, Nro. 37, abril, pp. 87-106.

 

LISTAS NOMINATIVAS

            LN-779-Y: Padrón de Yavi y sus contornos, AHPJ, Caja I, R.R., Libro II, Provincia  de Jujuy.

            LN-779-STA: recuento de Pueblos de indios de Santa Catalina, Rojas, 1913, pp.  211-247.

            LN-779-RIN: Padrón del curato de la Rinconada, Rojas, 1913, pp.247-290.

            LN-779-COC: Padrón del pueblo de Cochinoca y otros lugarcitos que corresponden   a este curato, Rojas, 1913, pp. 291-333.

 

NACIONES UNIDAS

            (1955): Manual II. Métodos para evaluar la calidad de los datos básicos  destinados a los cálculos de población, ST/SOA/Serie A/23, Nueva York.

            (1967): Manual IV. Methods of Estimating Basic Demographic Measures from Incomplete Data, ST/SOA/Series A/42, New York.

            (1983): Manual X. Indirect Techniques for Demographic Estimation, ST/ESA/  SER.A/81, New York.

 

SOMOZA, J.

            (1985): "Mortalidad adulta y orfandad en el pasado: cinco casos latinoame-  ricanos", Notas de Población, Año XIII, Nro. 38, agosto, pp. 9-53.

 

UNITED NATIONS (ver NACIONES UNIDAS)