Fuster Siebert, V., 2017. Variación regional
de la estatura y diámetros transversales en universitarios españoles nacidos a
finales del siglo XIX. Antropo, 37, 17-27. www.didac.ehu.es/antropo
Variación
regional de la estatura y diámetros transversales en universitarios españoles
nacidos a finales del siglo XIX
Regional variation of height and transversal diameters in Spanish
university students born at the end of the 19th century
Vicente
Fuster Siebert
Dpto. de Zoología y Antropología Física. Facultad de
Biología. Universidad Complutense de Madrid. vfuster@ucm.es
Palabras
clave: estatura, biacromial, bicrestal,
regiones, rural, urbano, España
Key words:
Stature, biacromial,
bicrestal, regions, rural, urban, Spain
Resumen
Este trabajo analiza información
derivada de un conjunto de fichas antropométricas de varones nacidos en la
segunda mitad del siglo XIX, los cuales fueron medidos en el Laboratorio de
Antropología del Museo de Ciencias Naturales de Madrid. Esta información se
agrupó en 4 regiones geográficas “Norte”,
“Meseta” “Este y “Sur” y se subdividió según el censo de 1910 en dos grupos: a)
Localidades de hasta 20.000 habitantes; b) más de 20.000 residentes o capitales
de provincia. Los resultados obtenidos muestran para la estatura una variabilidad regional significativa, con una
diferencia de 1,67 cm entre la región Sur y la Meseta. Considerando el
censo o condición de capital de provincia, se aprecian diferencias inter-regionales independientemente de la
categoría de población. Pese a ser el promedio de la talla algo mayor en medio
urbano que en el rural, no se alcanza el nivel de significación estadística. Por
lo que respecta a las anchuras biacromial y bicrestal no se aprecian
diferencias significativas entre regiones, pero al considerar el número de
habitantes o la capitalidad, si ocurre para la anchura de las caderas,
la cual sería mayor en zonas rurales. Sin embargo, al expresar esas anchuras
respecto a la estatura (valores relativos), se concluye la existencia de una estructura corporal
similar. Este trabajo ha permitido recuperar información antropométrica
antigua no procedente de reclutas sino de estudiantes universitarios y
establecer la variabilidad geográfica de la estatura y de las proporciones
corporales (anchura relativa de hombros y caderas), relacionando esa posible
variabilidad con las características del medio (rural-urbano). Además, se
aportan comparaciones con trabajos realizados en el marco de la Antropología
Física raramente citados en la bibliografía sobre este tema.
Abstract
This paper analyzes anthropometric
information of adult males born during the second half of the nineteen century.
This sample was obtained in the Laboratory of Anthropology of the Museum of
Natural Sciences in Madrid. Data were grouped in four geographical regions:
North, Plateau, East and South and also subdivided into two categories:
localities having less than 20,000 inhabitants (rural); and urban (more than 20,000
residents or capital of province). The results obtained for height show
significant regional variability, with a difference of 1.67 cm between the
South and the Plateau regions. Considering the urban-rural condition,
inter-regional differences are found whatever the population category. Average
height was slightly higher in urban than in rural areas, but statistical
significance was not reached. With regard to biacromial and bicrestal widths no
regional heterogeneity was detected. Although the biacromial dimension was
greater in rural areas, when expressing these transversal diameters respecting
height, a similar physical structure is found. The contribution of the present
paper is the recovering of ancient anthropometric data corresponding no to
conscripts but to students, which permitted to study the geographical
variability in height as well as the body proportions (biacromial and bicrestal
widths) with respect to urban-rural environment. In addition, some bibliographic
information on this subject due to physical anthropologists is here provided.
Introducción
La mayoría de los estudios realizados en
España a finales del siglo XIX y comienzos del XX sobre la estatura en adultos se
sustentan en las tallas de jóvenes reclutas llamados a filas (Rebato, 1998). Puede
afirmarse que la información manejada de forma más reiterada corresponde a la
que aportó el subinspector médico militar Sánchez Fernández (1913) relativa a
119.571 soldados de 20 años, incorporados a filas entre 1903 y 1906. El mismo
conjunto de datos fue reanalizado por Aranzadi (1915) y por Hernández Giménez y
Sánchez-Gabriel (1961).
Por el contrario, los estudios de muestras
antiguas que no correspondan a reclutas son escasos y posteriores en el tiempo.
Así, se puede citar a Sánchez-Sánchez (1952) quien analizó una serie de 580
estudiantes universitarios de Medicina y Ciencias Naturales del noroeste de
España. La misma muestra fue utilizada por Muñoz Blanc (1951) en un artículo
sobre el miembro inferior. Alegría y Fernández Cabeza (1946 y 1953) midieron a jóvenes participantes en
campamentos del Frente de Juventudes entre 1942 y 1946, en Mieres y Granada,
respectivamente. En este caso se trata de estudios de crecimiento, por lo que
solo resultarían aplicables aquí las categorías de edades por encima de los 20
años. Existen otros trabajos de esa época sobre el crecimiento que son de
utilidad limitada en el presente trabajo debido al rango de edades incluidas, como
son el de Prevosti (1949) o el de Alegría
y Fernández Cabeza (1952). Éste consiste en un estudio relativo a Málaga, similar
a los mencionados de Mieres y Granada, pero en el que la última categoría de
edad es la de 19-20 años. El artículo de Mariz Fernández (1953) tampoco permite
comparaciones al haber subdividido la muestra por biotipos establecidos a
priori. El estudio de Alcobé (1946) sobre tres valles de los Pirineos tiene el
inconveniente de considerar un rango de edades excesivo (16-75 años). Más raros
son todavía los estudios referentes a mujeres adultas, en este caso limitándose
al trabajo de Alegría y Fernández Cabeza (1958).
Se considera que el proceso de
crecimiento y desarrollo está determinado, además de por el potencial genético de cada individuo, por
los condicionantes ambientales que pueden restringir el logro de dicho
potencial (Öberg, 2016). En relación con
lo anterior, se admite la existencia de heterogeneidad en la estatura
atribuible a factores socio-profesionales. De ser
así, deberían también apreciarse diferencias entre las muestras de estudiantes
universitarios y otros colectivos menos favorecidos, representados por las series
de reclutas en general (Martínez
Carrión, 1991). Por el mismo motivo, podrían
haberse dado diferencias entre regiones españolas. Estos aspectos fueron
tempranamente considerados por Oloriz (1896). En las páginas 56 y 57 de su
trabajo detalla la procedencia de las series de observaciones individuales,
consistentes en datos sobre la talla de 7.396 varones y 502 mujeres. Sin
embargo, debido a que sus edades son tan diversas (de 6 a +55 años) resultan de
escasa utilidad. En el mismo trabajo presenta la distribución por provincias de
los valores medios de la talla de 6.072 mozos de más 19 años, a los que
atribuye limitada exactitud. Además, en el caso de los sujetos correspondientes
a Madrid aporta una clasificación por profesiones. Sobre estas cuestiones, puede
remitirse a los antecedentes aportados por Gómez Mendoza y Pérez Moreda (1985)
y por Martínez Carrión (1991, 1994).
Más recientemente se dispone de la tesis doctoral de Quiroga
(2003), la cual tiene la virtud de haber utilizado como fuente las hojas de
filiación originales correspondientes a cada recluta, lo que ha permitido
manejar valiosísima información complementaria, como es la categoría socio-profesional
del individuo y su asignación a medios concretos: urbano, rural, capital, etc.
Este trabajo constituye una valiosa contribución al estudio de la estatura en
España en el pasado, puesto que considera además de la evolución de la talla en
el tiempo, la variabilidad de la misma según el tipo de medio (urbano-rural) y
la categoría socio-profesional del individuo (profesiones).
La comparación con otras poblaciones europeas puede
sustentarse en el trabajo de Komlos y Lauderdale (2007), basado en una serie de
estudios realizados desde 1959 a 2004. Estos autores consideran adultos de
edades comprendidas entre 23 y 46 años. Limitándose a individuos caucasoides,
nacidos entre 1910 y 1919 obtuvieron tallas iguales 173,6. Estos valores
superan a los de otras series europeas de la época. En ese artículo se
representan las estaturas medias en múltiples países a mediados del siglo XIX,
incluyendo a España, la cual se sitúa en el extremo de menores promedios, por
debajo de los 163 cm, tan solo superada por Polonia. Relethford (1995) analizó
una muestra de 4.061 varones del occidente de Irlanda medidos en 1934-5. Para los nacidos entre 1871 y 1875 da el valor de 172,2 cm, intermedio y
cercano a los de los lustros precedente y posterior. Komlos y Lauderdale (2007)
indican la paradoja de que los norteamericanos blancos inicialmente superaban
en estatura a todas las poblaciones Europeas, pero a partir de la segunda
guerra mundial muchas de estas pasaron a situarse por encima de los promedios
de Norteamérica.
Es evidente el interés que
comporta la recuperación de información antropométrica antigua, presuntamente
inédita, relativa a colectivos diferentes a los de jóvenes tallados a causa del
servicio militar. Por ello, el objetivo del presente trabajo es
analizar para un conjunto de universitarios nacidos a finales del siglo XIX y
principios del XX, la variabilidad geográfica de la estatura y de las
proporciones corporales (anchura relativa de hombros y caderas), relacionando
esa posible variabilidad con las características del medio (rural-urbano).
Complementariamente, se busca promover el conocimiento de algunos antecedentes aportados
por antropólogos físicos en los que se muestra información sobre la talla, que
a nuestro juicio, han sido muy raramente utilizados con fines comparativos en
la bibliografía citada por otros autores.
Material y
métodos
La información procede
de una colección de fichas antropométricas de individuos varones nacidos en la
segunda mitad del siglo XIX (el 96,6 % entre 1860-1889) y medidos en su mayoría
antes de 1912 en el Laboratorio de Antropología del Museo de Ciencias Naturales
de Madrid. De toda la serie de medidas recogidas en dichas fichas, en el
presente trabajo se consideran solamente la estatura, las anchuras biacromial y
biacrestal y los índices que se deriven de ellas. En Fuster (2016) se analizó
el nivel de error de estos datos y se propuso un criterio de selección de casos
para optimizar su manejo. Se considera también la procedencia de cada sujeto
(municipio y provincia), además de la edad y fecha de observación. Aquí se
maneja la base de datos que en dicho trabajo se denominaba “serie del Museo
depurada”.
El análisis de la variabilidad
geográfica de la estatura se complementa con los resultados correspondientes a otras dos series de datos pertenecientes a
sendas tesis doctorales presentadas en la Facultad de Medicina de la
Universidad Complutense de Madrid por Domingo Bardají (1950a) y por Toledo Díaz (1955), dirigidas por el Dr.
José Pérez de Barradas en el “Instituto Bernardino de Sahagún”, del Consejo
Superior de Investigaciones Científicas. En ambos trabajos se estudian cadetes de la Academia Especial de
Transformación de Oficiales de Villaverde (Madrid). En el primer caso los
individuos procedían de Andalucía y Murcia y en el segundo, de Castilla-León.
En Domingo Bardají (1950b) y en Toledo Díaz (1954) aparecen publicados los
resultados agrupados correspondientes a las tesis doctorales antes mencionadas.
Sin embargo, en el presente trabajo se consideran los valores individuales
consignados en los manuscritos de dichas tesis, los cuales no están disponibles
en los artículos derivados de ellas.
En cuanto a las anchuras
biacromial y bicrestal, se analizan tanto sus valores absolutos como relativos
respecto a la estatura, siguiendo de esta manera el procedimiento aplicado por
Mesa et al. (1993).
La información
disponible para 42 provincias se agrupó arbitrariamente en 4 regiones:
“Norte” (Galicia,
Asturias, Cantabria, País Vasco y Navarra), “Meseta” (Castilla-León, la Rioja y
la provincia de Guadalajara), “Este” (Aragón, Cataluña, Valencia y Baleares) y
“Sur” (Andalucía, Murcia y Canarias). Además,
los sujetos se clasificaron en varias categorías en función del tamaño censal
de las localidades de origen de cada individuo. Para ello se utilizaron los
censos municipales del año 1910, por considerarlos representativos de la época
en la que se realizaron la mayor parte de las observaciones (INE, 2017).
Inicialmente se
distinguieron 4 grupos de localidades: (1) hasta 20.000 habitantes; (2) entre
20 y 50 mil; (3) Capitales de provincia; (4) localidades con más de 50.000
residentes. Al contar el último grupo con tan solo 5 casos, y ser el censo de
algunas capitales de provincia muy reducido, se optó por reagrupar la
información en solamente dos categorías:
Localidades de hasta
20.000 habitantes
Localidades con más de
20.000 residentes o capitales de provincia
Resultados y
discusión
La
estatura
El número de casos válidos para la
muestra analizada, rango de variación y parámetros de posición y de dispersión
para la estatura aparece en la última fila de Tabla 1. Esta serie de datos se
corresponde a los publicados por Fuster (1916).
Para proporcionar una idea acerca de la
distribución de los datos según la procedencia de cada individuo, en la Tabla 1
se indica, por provincias, el tamaño muestral y la estadística descriptiva
relativa a la estatura. De esta Tabla ha
de comentarse la desigualdad de efectivos disponibles (elevado en el caso de
Barcelona y Valencia) y su ausencia en otros, notoriamente en la Meseta
Sur, Madrid incluida. Destacan los
promedios elevados en Cantabria y Canarias y bajos en Lugo y Huesca, pero el
escaso tamaño de la muestra en algunas
provincias resta validez a esta comparación.
Debido al reducido número de
observaciones en algunas provincias, se decidió agruparlas en 4 grandes
categorías: Norte, Meseta, Este y Sur, tal como se ha indicado en el apartado
de Material y métodos. La estadística
descriptiva correspondiente a la estatura se muestra en la Tabla 2.
Para la
estatura la variabilidad regional es apreciable (p < 0,05), con una
diferencia de 1,67 cm entre la región Sur y la Meseta. Con fines
comparativos, en la Tabla 3 se muestran valores relativos a otras series de
datos de ámbito regional. Así, Sánchez-Sánchez (1952)
estudió 580 estudiantes universitarios del noroeste de España, la mayoría con
edades entre 20 y 30 años. Este autor obtuvo para su muestra conjunta un valor
medio de 167,24 cm (σ: 6,268), casi idéntico a los 167,29 cm de la muestra
ahora analizada. En la agrupación regional de Sánchez-Sánchez (1952) los
promedios son algo más bajos en la Meseta y altos en el País Vasco y Navarra.
Medias más reducidas en nuestra región norte podrían deberse a la inclusión de
Galicia.
Se pueden considerar también individuos de clase acomodada a
los participantes en campamentos del Frente de Juventudes estudiados por Alegría y Fernández Cabeza (1946, 1953), con edades por encima
de los 20 años y medidos entre 1942 y 1946. Con la prudencia que exige el muy
reducido tamaño muestral en el caso de Mieres,
podría afirmarse que los individuos de Asturias poseen una estatura
mayor que los de Granada, lo que sería consistente con los promedios más bajos
comentados en el presente estudio para los sujetos procedentes de la región
Sur.
Martínez Carrión (2002) también reelabora datos de Sánchez
Fernández (1913), obteniendo tallas por debajo de 163 cm en las provincias del
interior (León, Salamanca, Zamora, Palencia, Toledo, Guadalajara, Lugo, Orense
y resto de la Meseta), siendo de 164 cm o mayores en País Vasco, Gerona
Cantabria, Asturias, Levante, parte de Andalucía y las islas. Tanto uno como
otro valor son inferiores a los obtenidos para los universitarios. Dada la
proximidad entre las fechas de obtención de la muestra media en Madrid y dichos
reemplazos, habría que descartar el efecto de un cambio secular en la talla y
tal vez pensar en factores derivados de
la procedencia social de los universitarios.
|
Provincia |
N |
Mínimo |
Máximo |
Media |
Desv. típ. |
|
20 |
156,50 |
178,00 |
166,155 |
5,652 |
|
|
Alicante |
26 |
159,80 |
180,20 |
169,188 |
4,806 |
|
Almería |
10 |
160,00 |
178,00 |
169,290 |
5,468 |
|
Ávila |
5 |
157,00 |
180,40 |
168,280 |
9,191 |
|
Baleares |
12 |
158,50 |
176,40 |
168,600 |
5,423 |
|
Barcelona |
119 |
153,60 |
185,00 |
168,307 |
5,917 |
|
Burgos |
36 |
153,50 |
177,70 |
165,731 |
5,865 |
|
Cádiz |
25 |
150,00 |
173,00 |
165,772 |
6,782 |
|
Castellón |
12 |
158,00 |
175,50 |
165,200 |
4,908 |
|
Córdoba |
17 |
162,00 |
181,90 |
169,706 |
5,320 |
|
Coruña |
50 |
150,20 |
180,20 |
166,204 |
5,895 |
|
Gerona |
22 |
155,00 |
182,00 |
168,423 |
5,971 |
|
Granada |
25 |
159,00 |
180,60 |
167,656 |
5,380 |
|
Guadalajara |
8 |
159,00 |
182,00 |
168,800 |
7,400 |
|
Guipúzcoa |
35 |
156,40 |
179,40 |
169,946 |
5,842 |
|
Huelva |
7 |
159,40 |
176,40 |
168,143 |
6,531 |
|
Huesca |
13 |
155,60 |
175,50 |
163,877 |
6,830 |
|
Jaén |
21 |
155,70 |
176,00 |
166,410 |
4,822 |
|
León |
22 |
155,50 |
179,00 |
168,600 |
6,456 |
|
Lérida |
7 |
160,60 |
180,20 |
169,229 |
6,762 |
|
La Rioja |
22 |
157,00 |
175,00 |
165,736 |
5,034 |
|
Lugo |
15 |
159,00 |
172,00 |
164,327 |
4,286 |
|
Málaga |
18 |
150,00 |
176,10 |
169,050 |
7,335 |
|
Murcia |
22 |
156,10 |
179,90 |
166,741 |
6,244 |
|
Navarra |
23 |
153,00 |
177,80 |
166,470 |
5,310 |
|
Orense |
12 |
158,40 |
178,00 |
167,708 |
5,297 |
|
Asturias |
31 |
156,20 |
179,00 |
167,400 |
5,294 |
|
Palencia |
29 |
153,00 |
182,00 |
165,731 |
7,134 |
|
Canarias |
9 |
152,50 |
184,80 |
171,933 |
9,745 |
|
Pontevedra |
31 |
154,80 |
185,50 |
166,468 |
6,124 |
|
Salamanca |
36 |
150,00 |
178,00 |
164,581 |
6,043 |
|
Cantabria |
35 |
159,00 |
183,00 |
170,100 |
5,992 |
|
Segovia |
26 |
154,00 |
178,90 |
168,031 |
6,219 |
|
Sevilla |
33 |
158,50 |
179,00 |
168,337 |
4,780 |
|
Soria |
6 |
162,50 |
168,20 |
165,583 |
2,394 |
|
Tarragona |
16 |
154,00 |
171,00 |
165,313 |
4,400 |
|
Teruel |
7 |
159,50 |
170,70 |
165,314 |
4,665 |
|
Valencia |
113 |
151,00 |
179,50 |
166,612 |
5,714 |
|
Valladolid |
79 |
154,60 |
182,00 |
166,037 |
5,806 |
|
Vizcaya |
36 |
156,90 |
181,00 |
169,228 |
5,054 |
|
Zamora |
18 |
151,50 |
185,00 |
165,939 |
9,283 |
|
Zaragoza |
68 |
151,70 |
179,30 |
168,001 |
5,545 |
|
Total |
1177 |
150,00 |
185,50 |
167,289 |
5,988 |
Tabla 1. Estadística
descriptiva para la estatura (en cm) por provincia.
Table 1. Descriptive statistics
for height (in cm) by province.
|
Región |
N |
Mínimo |
Máximo |
Media |
Desv. típ. |
Kruskal-Wallis |
|
Norte |
288 |
150,20 |
185,50 |
167,650 |
5,787 |
12,591 (p: 0,006) |
|
Meseta |
287 |
150,00 |
185,00 |
166,239 |
6,350 |
|
|
Este |
415 |
151,00 |
185,00 |
167,486 |
5,747 |
|
|
Sur |
187 |
150,00 |
184,80 |
167,909 |
6,094 |
Tabla 2. Estadística descriptiva para la
estatura. Prueba de Kruskal-Wallis para comparación de medias en muestras
independientes (p: probabilidad de significación estadística).
Table 2. Descriptive statistics
for height. Kruskal-Wallis test for comparison of means in independent samples
(p: probability of statistical significance).
|
Región |
Edad |
N |
Min. |
Max. |
media |
σ |
Fuente |
|
Vasco-Navarra |
@20-30 |
117 |
- |
- |
168,420 |
5,616 |
(1) |
|
Cantábrica |
“ “ |
68 |
- |
- |
169,384 |
6,032 |
(1) |
|
Galicia |
“ “ |
109 |
- |
- |
166,232 |
5,314 |
(1) |
|
Castilla-León |
“ “ |
289 |
- |
- |
166,652 |
6,668 |
(1) |
|
Total |
“ “ |
|
- |
- |
167,244 |
6,268 |
(1) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Mieres (Asturias) |
20-21 |
36 |
- |
- |
167,700 |
3,540 |
[2] |
|
Mieres (Asturias) |
21-22 |
7 |
- |
- |
169,400 |
1,958 |
[2] |
|
Granada |
20-21 |
140 |
- |
- |
165,900 |
5,561 |
[3] |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Andalucía y Murcia* |
@25-39 |
1108 |
152,0 |
188,1 |
168,240 |
5,711 |
[4] |
|
Castilla-León** |
@25-39 |
887 |
148,4 |
185,0 |
166,656 |
6,055 |
[5] |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Valle de Aran |
@18-65 |
97 |
154,9 |
178,2 |
168,32 |
4,690 |
[6] |
|
Andorra |
@19-60 |
105 |
148,8 |
183,9 |
165,65 |
6,400 |
[6] |
|
Cerdaña |
@16-60 |
129 |
149,7 |
178,7 |
165,29 |
6,220 |
[6] |
|
Total |
|
331 |
148,8 |
183,9 |
166,32 |
6,050 |
[6] |
Tabla
3.
Estatura (cm). Tamaño muestra (N), rango de variación (Min./Max.), media (m),
desviación estándar (σ). Valores estimados: * Almería, Granada, Jaén,
Córdoba, Málaga, Cádiz, Sevilla, Huelva, Murcia; ** León, Zamora, Salamanca,
Valladolid, Palencia, Burgos, Segovia, Ávila, Soria, La Rioja. @ Edades mayoritarias. Fuente:
[1] Sánchez-Sánchez (1952); [2] Alegría y Fernández (1946); [3] Alegría y
Fernández (1953); [4] Domingo Bardají (1950a) [5] Toledo Díaz (1955); [6]
Alcobé (1946).
Table 3. Height (cm). Sample size (N), range of variation (Min./Max.), mean (m), standard deviation (σ). Estimated values:
* Almería, Granada, Jaén, Córdoba, Málaga, Cádiz, Sevilla, Huelva, Murcia; ** León, Zamora, Salamanca, Valladolid,
Palencia, Burgos, Segovia, Ávila, Soria, La Rioja. @ Most frequent
ages. Source: [1] Sánchez-Sánchez (1952); [2] Alegría and Fernández (1946); [3]
Alegría and Fernández (1953); [4] Domingo Bardají (1950a) [5] Toledo Díaz(1955);
[6] Alcobé (1946).
Ya que la inmensa mayoría de los universitarios estudiados en
nuestro trabajo nacieron entre 1860 y 1889, se tomó el año 1875 como
representativo del conjunto. En los resultados de Quiroga (2003) esa fecha
corresponde a los reclutados en 1894 con unas edades comprendidas entre 18 años
y 9 meses (hasta 1889 era 21 años). Este autor obtuvo una estatura media de 162,15
cm, o si se prefiere manejar promedios móviles trienales, 162,42 cm.
Distinguiendo por Comunidades Autónomas, encuentra que exceden el promedio (en
orden decreciente): Canarias, Cataluña, Valencia, Madrid, País Vasco, La Rioja
y Andalucía. Quedan por debajo Galicia, Castilla-la Mancha, Extremadura,
Cantabria, Navarra, Castilla-León y Aragón. No aporta información sobre
Asturias ni Murcia. Para Baleares el primer valor corresponde a 1896: 162,77 cm.
Martínez Carrión (2005) reanalizó la información aportada por
Quiroga (2003). Para Canarias, Baleares, Cataluña y el País Vasco señala una
estatura media superior a los 167 cm, mientras que en Castilla-La Mancha,
Andalucía, Castilla-León, Murcia, Extremadura y Galicia sería inferior a 165 cm.
Estos promedios muestran una tendencia hacia tallas algo mayores en comparación
con los reemplazos de 1903-6, pero incluso con el desfase temporal, siguen
siendo en el segundo grupo de regiones inferiores a los valores del presente
estudio. Es decir, entre 1893 y 1954 el patrón regional prácticamente no mostró
cambios.
Se dispone también de información sobre reclutas portugueses
nacidos aproximadamente en 1876, la cual ha sido recuperada por Padez y
Johnston (1999) a partir de datos obtenidos en 1904 por Lacerda (1904).
Corresponden a 15.297 individuos de 18 años distribuidos por distritos y que
promedian 163,08 cm. Los valores más elevados aparecen en Faro (165,00 cm),
Santarém (164,70), Lisboa (164,20) y Évora (164,04). Los más reducidos en
Castelo Branco (160,40), Leiria (162,10),
Beja y Portalegre (162,30). Todos estos valores son inferiores a los
indicados en el presente estudio, lo que, en parte, podría explicarse por el
hecho de tratarse de reclutas. Unos promedios más elevados en el distrito de
Faro serían consistentes con la mayor estatura media hallada en España para los
andaluces.
Estatura/medio
Distinguiendo
por el tipo de población según su censo o condición de capital de provincia, se
obtienen los resultados mostrados en la Tabla 4, los cuales se ilustran también
en la Figura 1 representando al mismo tiempo las dos categorías de población
(rural-urbana) y las regiones geográficas antes definidas.
Se aprecia que la estatura varía de una
región a otra de manera similar, cualquiera que sea la categoría de población
considerada. Aún siendo ligeramente más elevada la estatura en medio
urbano, concretamente en la región “Este”, su comparación mediante un test no
paramétrico indica que no difieren estadísticamente.
|
Categoría |
N |
Mínimo |
Máximo |
Media |
Desv.
típ. |
U
Mann-Whitney |
|
Rural |
547 |
151,00 |
184,80 |
167,243 |
5,900 |
169779,0 (p:
0,664) |
|
Urbano |
630 |
150,00 |
185,50 |
167,329 |
6,068 |
Tabla 4. Estadística descriptiva para la estatura (en cm)
por categoría de población. Urbano: capital de provincia y más de 20.000 habitantes.
Test de Mann-Whitney para comparación de medias (p: probabilidad de
significación estadística).
Table 4. Descriptive statistics for height (in cm) by population
category. Urban: provincial capital and more than 20,000 inhabitants.
Mann-Whitney test for means comparison (p: probability of statistical
significance).
Estos resultados son consistentes con los de Quiroga (2003),
quien para los reclutas nacidos en 1875
encontró en medio urbano promedios móviles ligeramente más altos (162,65 cm),
que los de zonas rurales (161,70 cm). Según este autor, el hecho de que los
residentes en medio urbano presentaran mayor estatura que los rurales
corresponde a un patrón opuesto a lo observado en otros países en el siglo XIX
(Gran Bretaña, Irlanda, Austria-Hungría, etc.), en los que la industrialización
y modernización fue muy costosa en términos de calidad de vida (menor talla).
Figura 1. Promedio de la estatura (en
cm) por región geográfica y categoría de población: Urbano: capital de provincia y más de 20.000 habitantes.
Figure 1. Average height (in cm) by
geographical region and population category: Urban: provincial capital and more
than 20,000 inhabitants.
En el mismo estudio de Quiroga (2003) se consideran
categorías socio-laborales y se atribuyen los mayores promedios a los propietarios
(167,10 cm), seguidos por los profesionales y estudiantes (164,58 cm). En el
otro extremo se sitúa el resto de los grupos considerados, sobre todo los
obreros agrícolas (160,55). Entre 1893 y 1954 las diferencias entre jornaleros
y los demás grupos, permanecen constantes o incluso aumentan (Quiroga, 2003).
Dimensiones
transversales
En la Tabla 5 se incluyen los valores medios correspondientes a las anchuras biacromial y bicrestal: 371,07 y 274,70 mm, respectivamente. Al distinguir por las 4 regiones previamente definidas, las anchuras de
hombros y caderas tanto para sus valores absolutos, o relativos referidos a la
estatura de cada individuo, no difieren significativamente (Tabla 5, derecha).
Esto indica la existencia de una estructura corporal no muy distinta por
regiones.
|
Región |
N |
Mínimo |
Máximo |
Media |
Desv. típ. |
Kruskal-Wallis |
|
BIACROMIAL |
|
|||||
|
279 |
308,00 |
440,00 |
373,051 |
22,697 |
5,243 (p: 0,155) |
|
|
Meseta |
270 |
306,00 |
430,00 |
368,830 |
21,427 |
|
|
Este |
405 |
304,00 |
440,00 |
371,296 |
20,824 |
|
|
Sur |
182 |
314,00 |
432,00 |
370,879 |
21,875 |
|
|
Total |
1136 |
304,00 |
440,00 |
371,074 |
21,630 |
|
|
BICRESTAL |
|
|||||
|
281 |
213,00 |
344,00 |
277,616 |
23,825 |
7,741 (p:0,052) |
|
|
Meseta |
275 |
210,00 |
345,00 |
273,654 |
22,715 |
|
|
Este |
399 |
211,00 |
340,00 |
273,150 |
22,638 |
|
|
Sur |
183 |
210,00 |
342,00 |
275,202 |
24,714 |
|
|
Total |
1138 |
210,00 |
345,00 |
274,705 |
23,335 |
|
|
BIACROMIAL / ESTATURA |
|
|||||
|
275 |
18,67 |
25,93 |
22,260 |
1,285 |
2,765 (p: 0,429) |
|
|
Meseta |
269 |
17,95 |
25,98 |
22,165 |
1,207 |
|
|
Este |
401 |
17,51 |
25,91 |
22,199 |
1,247 |
|
|
Sur |
180 |
18,66 |
27,26 |
22,133 |
1,421 |
|
|
Total |
1125 |
17,51 |
27,26 |
22,195 |
1,276 |
|
|
BICRESTAL / ESTATURA |
|
|||||
|
Norte |
277 |
12,83 |
20,54 |
16,554 |
1,346 |
4,291 (p: 0,233) |
|
Meseta |
274 |
11,35 |
19,95 |
16,461 |
1,327 |
|
|
Este |
395 |
12,76 |
21,61 |
16,326 |
1,331 |
|
|
Sur |
181 |
12,03 |
20,63 |
16,407 |
1,481 |
|
|
Total |
1127 |
11,35 |
21,61 |
16,428 |
1,360 |
|
|
100*BIACROMIAL / BICRESTAL |
|
|||||
|
Norte |
273 |
106,25 |
184,21 |
135,173 |
12,373 |
3,642 (0,303) |
|
Meseta |
268 |
109,09 |
177,78 |
135,326 |
11,371 |
|
|
Este |
395 |
103,13 |
174,55 |
136,750 |
11,857 |
|
|
Sur |
179 |
107,27 |
184,40 |
135,629 |
13,262 |
|
|
Total |
115 |
103,13 |
184,40 |
135,840 |
12,111 |
|
Tabla 5. Estadística descriptiva para las anchuras biacromial y bicrestal. Valores
absolutos y relativos. Prueba de Kruskal-Wallis para comparación de medias
independientes (p: probabilidad de significación estadística).
Table 5. Descriptive statistics for
biacromial and bicrestal widths. Absolute and relative values. Kruskal-Wallis
test for comparison of means in independent samples (p: probability of
statistical significance).
En la Tabla 6 se agrupan los resultados según el
tipo de población en función de su censo o capitalidad de provincia. Las
dimensiones para la anchura de hombros, aun siendo ligeramente más grande en
medio urbano no difiere estadísticamente, pero si la anchura de las caderas, la
cual sería mayor en zonas rurales. Lo mismo sucede para la proporción entre las
anchuras biacromial y bicrestal.
|
Categoría |
N |
Mínimo |
Máximo |
Media |
Desv. típ. |
U Mann-Whitney |
|
BIACROMIAL (mm) |
|
|||||
|
Rural |
529 |
304,00 |
430,00 |
370,612 |
21,680 |
157714,5 (p: 0, 607) |
|
Urbano |
607 |
312,00 |
440,00 |
371,476 |
21,595 |
|
|
BICRESTAL (mm) |
|
|||||
|
Rural |
527 |
210,00 |
345,00 |
276,391 |
23,896 |
146573,0 (p: 0,009 |
|
Urbano |
611 |
210,00 |
342,00 |
273,250 |
22,760 |
|
|
100*BIACROMIAL/BICRESTAL |
|
|||||
|
Rural |
518 |
106,92 |
184,21 |
134,958 |
12,181 |
141950,5 (0,018) |
|
Urbano |
597 |
103,13 |
184,40 |
136,609 |
12,007 |
|
Tabla 6. Estadística descriptiva para las
anchuras biacromial y bicrestal por categoría de población. Urbano: capital de
provincia y más de 20.000 habitantes. Prueba U de Mann-Whitney para comparación
de medias (p: probabilidad de significación estadística).
Table 6. Descriptive statistics
for biacromial and bicrestal widths by population category. Urban: provincial
capital and more than 20,000 inhabitants. Mann-Whitney U test for means
comparison (p: probability of statistical significance).
Por lo que se refiere a las anteriores dimensiones
transversales, se dispone de los datos publicados por Alcobé (1946) sobre la
anchura biacromial. Fijándose en el rango de variación mostrado en la Tabla 7, se
observa que, independientemente del valle, es inferior al indicado en las Tablas
5 y 6 para los universitarios de Madrid en conjunto o por regiones. Sus
promedios solo se aproximan a los del valle de Arán. La ruralidad de estos
valles, es consistente con esos menores valores medios en el caso de los
universitarios procedentes de localidades de menor tamaño (Tabla 6, rural).
Algunos autores como Öberg (2016), y Talwar y Airi (2015), afirman que
diferencias de esta índole no se deberían tanto a la escasez de alimentos, como
a su mala calidad por una deficiencia en vitaminas y minerales.
|
|
N |
Min. |
Max. |
Media |
σ |
|
Valle de Arán |
98 |
323,0 |
410,0 |
370,4 |
18,2 |
|
Andorra |
105 |
314,0 |
420,3 |
356,7 |
18,4 |
|
Cerdaña |
129 |
330,0 |
410,6 |
361,7 |
19,5 |
|
Total |
332 |
314,0 |
420,3 |
365,9 |
19,8 |
Tabla 7.
Anchura biacromial (mm) en tres valles pirenaicos (Alcobé, 1946).
Table 7. Biacromial width (mm) in three Pyrenean valleys (Alcobé,
1946).
Tal como expresa
Martínez-Carrión (2016), en España las diferencias más significativas en
estatura han de atribuirse a las condiciones de vida y al estatus
socioeconómico de cada individuo. Para la
época aquí considerada los datos antropométricos son prueba de unas mejores circunstancias
en las áreas urbanas que en las rurales, las cuales se mantienen a nivel
intrarregional (Martínez-Carrión, 2016).
Los resultados obtenidos
en el presente trabajo llevan a la conclusión de que la estatura varía
significativamente entre las 4 regiones consideradas, dándose una diferencia de 1,67 cm entre la región Sur y
la Meseta. La estatura difiere de una región a otra de manera similar cuando se
distingue entre medio rural o urbano e independientemente de la categoría de
población. Para las anchuras corporales no hay heterogeneidad regional, pero si
entre medios (rural-urbano) para la anchura bicrestal, la cual es significativamente mayor en zonas
rurales. Pero si se consideran los valores relativos de esas anchuras respecto
a la estatura se deduce que la
estructura corporal es esencialmente uniforme. De este estudio se deriva
que al analizar datos antropométricos antiguos agrupados por regiones o
provincias, es de gran importancia tener en cuenta que la heterogeneidad de la
muestra en relación con la residencia de cada individuo en áreas urbanas o
rurales, puede desvirtuar los resultados obtenidos. Este trabajo ha permitido la recuperación de información
antropométrica antigua no procedente de reclutas sino de estudiantes
universitarios, y al comparar los resultados obtenidos con los de otros
estudios cuya autoría corresponde a antropólogos
físicos, se puede contribuir a visualizar unos antecedentes no suficientemente
valorados.
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