SO BItE LA IW1>AWI`ICION DE LA GENIELARI

SO BItE
LA IW1>AWI’ICION DE LA GENIELARIDAD EN ESPANA
pon Arturo Valls
Es u o hecho bien eoííoci do en Antropología c~ue la frecírencia cje los geínidos itíOti 0/igol i COS 4) «icí~iii i nOS » tiene práctica—
merití r 1 ni rs no Val rl r cii Lid í+ ] ts razas liiitu arios ¿tctu ales Y
que, p iii cito sc le ptí cdc comí «r der¿í r coto o o ir carácter espe—
ci lico 4< II~uro sup tens - i o ( r ni lii c>, la 1 ‘ectí cii e a de io« geindios dwraoí reos císcíla cítiipliciiiiciite <viti-e Iris tirincos macla—
les Crtica~cí íd e. 1\loiígoloíde N e”roide, cíe fo ti a que se trata
de uíí c;íi-ácteí- lacial. Si se símboliza mt la pií¡lloía po] ío y a la
segtr iiíla por d.v pi’r—.scindieíido de 1 as x aviaciones cjííe anulios
valores p tíed arí presetíta r cii las diir -í-e mt es mazas y su bra za.s
de cada ono de~ dichos troncos, se terídrímí apíc;xuní¿rd¿rmnente
iii
cl
Caucasoides’
Mongoloides
0.35—040
0.80
0.35— 0.40
0.40
¿Ve goidcs
035
-—
(140
0.15
para las cifras porcentuales cori-es ¡)Oii di cii tes
Así, por ejemplo, entre los negros, dc ead¿í 10.000 alttm
bna inien tos tinos ] 5 por término mecí io son di/igO l~ .i ces. ti’>ion—
tras d1tr e di elia cifra es tu a.s ci tico x-cce« ni [rs al t¿t cii los blamí
-
-
236
[REAA: 7]
Arturo Valls
cos. Claro está que los valomes expuestos son sólo aproximados y en función 4e1 origen y tratamiento de las diferentes estadísticas (censos nacionales, nínestí-cos en maternidades, etc),
así conio del grado de mestizaje entre los grupos íaciales parentales. Es en Europa donde los valores de ni y de d han
sido más fidedignameiite elaborados y donde las casuísticas
por país son tnás amplias (cuadro 1).
Fig. 1. Distribución provincial de las frecuencias de gemelos dizigóticos en España (1951-1967). Véase cuadro 2.
Las frecuencias ni y d se calculan con facilidad níediante
las bien conocidas expresir)nes de Weinberg
iii=(L—U)/N±
d=
213
¡Ns
(2d/N)
donde N sitnboliza el número total de aluníbramientos ocurridos durante eí período estudiado en el país o zona de que
se trate, L la frecuencia absoluta de naciníientos dobles del
mismo sexo (J~ = «like»), esto es, de parejas de dos niños y
[REAA: 7]
237
Sobre la repanucion
de dos niñas. ti (dc «unlike») la frecuencia al)solttta de aluinbraní ictítos dobles dc sexo diferente. o set>, parejas de u u u mo
y una mí iña. Por stípuesto, estas ÑSrniulus de Wei trberg sólo
sr)tl estrmctamilente aplicables cuando la pí-oporcion secundaría de sexos es la teórica, es decií, cuando las í i>babili dad es
de nacimiento de un niño o de o na niña vaictí uní bus 0,5. En
la práctica, cotno es bien sujido, la probabilidad de nacímícnto de rin varón es mayor que la teórica x entonce» ~c
puede aplicar- la con-ecei&r de Gitrelsohn ~ Milhaní (1964)
que xalc
rz =2 b/t—(a-----c~
1 ~a esí tu aci ómi
« es la frecuenci u de u ttcuni idi to de ge—
melo« di¡igoticos calculada a partir de las freno emícias rclati.
vas 4. 1 p ir ( j ts de gemelos del níisííro sexo y de sexo opites
to. 4 ( leí iii ~i gui a b x e sotí, respectiva. rn cute, las frecu eí~cia s
reía tix a s tic n cmi ícnto ‘rentielares de dos ninos, dc mm nítio y
utia nití t \ ile do nítí is. Este estimador a es el de ni ax r ma
prob i u rl rd íd ni it titi a qn e ci método 4e Wcin bey” es la apreciadlon u.
2 b. sólo exacta en eí caso en qrn a
e. Ello
no obstante, cuaíído el taníatio cje la níuest í ( \ ) es íiíuy
grande la diferencia entre los dos valores dc ni o ffi d hallados pc;r aníbos métodos tío es estadísticaníeiíte significa tixtí.
Por ejerííplo, si la probabilidad de naci nijcnt o 4. un
reí u
es dc 0,516 —edurno ocurre en la esta<listiea espaurola que
vanios a analizar a cc,ntíniíacicm en este trabajo—-—, la probabilidad de cíue los, gemelos dizigóticos scmi del iruisímio sexo
ser i a dc 0,5005 crí Itígar de 0,5000, cliferc.micia <j esp rení a ble
etí a nido cl tol ¿rl <le al umbi ‘ahí ientos va íe cerca de 1 5.1 Q<, r
1tre
es uttestro caso.
—.
Recíení eníente, basándonos en los datc,s publicados por t’l
Jnstuíu jo Español de Estadístie2 hemos aplicado a nuc íno
país este método estadistu o pat a conocer la distribueron pío
vincial, y sus consectí emir í rs ititropológicas, de ni x (Ir» 4
(Val ¡s, 1<3 1) - 9 iChOS ti tío- tbarcan el periocI<> 1<351 ¡96
¿nios en g ni e por plinicí a
poi liltil, it; ve/se lían pu 1)1 U liJo
las frecuencias tic partos nio ti pies desglosados por si Ni, tít
los nacidos. Durante estos dícisim.~te añcus hubo en j p itt
238
Arturo Valls
[REAA: 7]
15.083.301 alutubramientos. La proporción de sexos secundaría, es decir, en eí nacimiento, fue de 0.516 para los alumbramientos sencillos y los valores encontrados para las frecuendas nacionales de genielos mono- y dizigóticrís fueron:
ni
=
0.00350
4
=
0.00599 t 0.00002
1
0.00002
Estas cifras se ajustan a las encontradas por Bulmer (1960)
y confirnian, l)ara un periodo niucho mas largo, ci hecho de
ser ‘España el país europeo con las muninias frecuencias de
cl. Así cotíto el valor encontrado de ni tto merece miingttti Comentario especial porque, aún siendo bajo, cae detítro de los
límites de la amplitud de varitiemómí nornial, el vi es digíro de
discusión; no disponentos por ci iiiomnento de ninguna hipótesís de trabajo satisfactoria para explicar este fenómeno, sí
bien podrian apuntarse varias (edad niedia de la madre, liiponutríción, hípo>ecrecióní (le gonadotropinía hipofisiaria, etcétera), entre las cuales la que mayor interés antropologico
ofrece es la de Bulmer (1970), para el cual un bajo valor
de vi «. reElecta atí ctlínic dititíction of dic population of
that aiea It is possible that tuis fact has an explanation in
terms of the migrations of peoples iii prehistorx-, brtt ¿it ihe
íííotnent this reíííauns a matter of speculaíion».
En el cuadro 2 se indican los valores de ni y de d para
cada provincia x It fig. 1 ofrece la distribución de los
valores provine naln> cíe cl. Etí rina publicación anterior (Y a]ls,
1971) se comento esta repartición y a ella )-eniitinios al lector. Cabe sólo recoid it aquí que: 1) vi no parece vartar sígnificativatriente crí nuestro pais en los medios rural y- urbano;
2) las di ferencícis utítre ambos medios soir sígíííl icatívas
para ni; 3) El valer de vi es comístante a lo largo de los diecisiete años estudiados y parece serlo en todos los casos señala
dos en la literatura; 4) Entre 1951 y 1967 ni se ha incrementado lenta pci-o censtanteníemíte, si bien ello puede deberse
simplemente a un fenóníerio propio y exclusivo de dicho
período.
vi parece presentar en España níayor heterogeidad qoe en
Italia, Erancia o Portugal, pci citar los paises europeos con
. .
E>
o
O
o
[REAA: 7]
o
o
o
Sobre la repartición
o
o
o
o
o
o
O
o
o
239
o
o
o
9
o
cío
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o
~cíO
-—0
240
!IREAA: 7]
Artítro Valls
níayores afiííidades raciales con el nuestro. En Portugal, por
ejemplo, cl pal-eec presentar uní claro gradiente de aumento
de Norte a Sur dcl país; crí Italia ocurre otro tanto, mereurrentando cl desde los valores más bajos cmi las regiones septentrionales con ciar-o p~edonninío dcl ecíniponente racial alpilio hasta las nncridioiialcs con mayoría de raza ínediteríáu ida. En> Eran ¡a ci nr íníimrí o vzr lor de vi se localiza cii el
Sudoeste y a.iinirenta gradual tíncuite httcia cl Nordeste, pero los
va lores tnáximílos se encuentran en> los departairrenítos de la
froííteí-a franco-belga, en algunos del Macizo Central y de Sa
¡>01’ Li
V, SObre Lodo, crí i3 ictafia dr ni de se ha tir ;ta clo tina
llamativa coincidencia de los nilores dc vi superiores a 01)09
corI ]necucncia s iii áxí tu a s dcl grupo sanguíneo 13, Ir) erial
hace pensar [aunbiétí que la frecuencia de gcmnielcs 4 izigótínos. cii los depa ita memitos bí-etotíes es reflejo de una cli ¡eren
cración racial.
En España (fig. 1) la licterogenidad indicada no i tupide,
síu embargo, observar cc;tr ci cita clan dad la existencia de
zonas con ti muy bajo en la región cantábrica, galaico-leonesa,
Vascoiigada y Norte de Castilla, por una parte, así corno en
Cataluña, Baleares y el Levante hasta Ahníería, por otra
Toda ía parte ceintral, Extí-ení adora, Mancha y Andalucia prerentan, etí cambio, frecuencias de dizigóticos que podriao
calificarse dc «nonníales», destacando las excepciones de Madíid y Sevilla quizá porque la proporción de población cutre
aníbas provincias está amplianíente desviada a favor del medio urbano. Sobre este problenía volveremos después. Canarias
sería un archipiélago dc balo vi. Raciabuente la. subraya alíantonrediterráníida, el tipo pirenaico-occidental (vasco) y los
pueblos de tendencia braquicéfala del Cantábrico serian, pues,
aquellos que, simultáneamente, presentarían valores 4e d infeijores a 01)07, esto es, mucho más bajo dc la «normal» Caucascdde, cii tanto qtíe eí resto del país, perteneciente en general a la sul)raza iberoimuso lar, tendría las frecuencias «niormales».
La comparación entre los x-aloía~s de mu
de vi se puede
efectuar mediante la gráfica de la fig. 2, confeccionada me4 mute u ni cl iagn-arira cíe dispersión semejante al que otros
autores han empleado en Bélgica (Susratune y Corbisier, 1969)
,
‘<
[REAA: 7]
Sobre la repartición
241
recíenteníente. En abscisas se representan los valores de ni y
en ordenadas los dc cl, estando cada provincia representada
por un punto cuya trumeraclon corresponde a la de la Tabla 2»
Creernos de cierto interés comentar desde eí punto de vista
que ríos ocupa tal cliagrama En primer lugar cabe señalar
como ciertas reglones con pecolittridades raciologicas miianífi estas se =tgn-ttpatien este aspecto gcmííeloiógico. A.s. i las tres
provincias \‘z> seonigací ¿ts (indicad as co, u u mía cruz) fornían un
triángolo cía rtíííientc septtiado del resto del país; las cuatro
provine> as catalatias (señaladas por pumítos llenos ) se agrupan
estrechanuictí te: e i rse] u so aní has [)101~ncitis extremeñas (punto
negro en el ínterin r del cimeulo) se [ial] a rí igo míltilerite íííuy
prcíx i mii ¿rs. 1.) esd e .1 ti ego, cx j sIen x cepc.i rin es Li cii visibles a
esta agr ttp ación reg i; nuití [fl no en cor ujuníte, parece rrl tín ifes—
La tse ti rl a terrderícia a la o>>mmdc ííci a entre zoila s nací al y ge—
tneiologícatncnte afines. 1 í nnflu nícia del mccl lii tribuno apalene clara nicntr—, dacio que la” gí andes eittdtdes se ¿igTrupan
cíi la ni ti sri>a zona del di tg í tiria (Mad ri 1 Ba reeloria. Sevilla,
i:r ragoztt, Y tílenci a, Bilbao. ratímeros : 28. 8 ‘11 50 16. 48,
respectivaníente) Pensamos. [unes,que las fíecucnci as de gemelos d rzígóticos
pod F lan ti tili za rse coniio ni arcad ores dciii ogí a fi ce i racioló—
gr cos irme] uso ¿u u i ve> i ir Iran acional y. cii e’ aSe cotrccetc> de
Es pan a, conitrí huir a.l COtidicí íííi ente del m OSai dr u utí 1’ e~ igerie—
tic> del
1>oeblo español.
16
242
[REAA: 7]
Arturo Valls
CuADRo 1.—Frecuencias de genielaridad en Europa (s. Bulmer).
País
España (1)
Portugal
Francia
Bélgica
Austria
Luxemburgo
Alemania (2)
Lituania
Hungría
Polonia
Suecia
Suiza
Holanda
Bulgaria
Noruega
¡talma
Alemania (3)
Inglaterra
Yugoslavia
Checoslovaquia
Grecia
Dinamarca
Finlandia
Estonia
Rumania
Letonia
- -
--
-
-
- - -
-
Período
it]
cl
Total
1951 -53
195 5-56
194651
1950
1952-56
1901-53
195 0-55
1930-32
193541
1931-32
1946-55
1943-48
1946-55
193 5-39
1946-54
1949-55
1950-55
1946-55
1955
193 1-33
193 1-3 8
1946-5 5
1935-37
193 5-37
1936-38
.1935-38
01J032
36
37
36
34
35
33
00059
65
71
-73
75
79
82
32
36
37
86
81
81
38
37
33
36
83
86
91
89
34
29
98
109
0.0091
101
108
109
109
114
115
lis
116
117
117
117
119
119
121
123
124
125
126
132
138
142
146
151
156
163
(m) y dizigófleos (d) en las provincias españolas. Período 1951-1967
CUADRO 2.—Frecuencias da’ gemelos nzonozigólicos
1
2
3
4
5
6
7
8
Alava
Albacete
Alicante
Almería
Avila
Badajoz
Baleares
Barcelona
-
-
-
(1)
(2)
(3)
.
cl
III
Provincia
.
-
.
.
-
-
.
-
0.00431
0.00385
0.00317
0.00361
0.00394
0.00369
0.00275
0.00367
170.00031
1 0.00025
z’ 0.00014
1 0.00020
1- 0.00033
1-0.00017
1 000017
1 0.00007
Datos actuales: 19511967; m
Rcpúbiica Federal.
República Democrática.
««
000350; d
0.00449±0.00031
0.00867 1 0.00030
0.00568 ±0.00017
0.00615 1 0.00022
0.00753 ±0.00038
0.00821 ±0.00020
0.00464 1 0.00020
0.00494 ±0.00008
=
0.00599; Total: 000949.
!
9
Burgos
Cáceres
Cádiz
Castellón
-
.
.16
37
18
Gr-amada
19
2(1
Guadalajara
21
22
H.ttelva
Huesca
J¿tén
León
Lérida
Losrofmo
Ligo
lViaclt-ict
Málaga
Mti ‘cia
Navarra
Orense
24
25
26
27
28
29
30
31
32
33
34
35
-
-
Coi-uña
Cti.enca
(lic-vena
23
.
Ciudad Real
Córdoba
-
OLlipúzcea
Oviedo
Palcocia
Palmas G. C. 36 Pontevedra . 37 Salaníianczí
38 Sta Cruz Ife.
39 Santander . 40 Segovia
41 Sc~m1lx
42 Sotus
43 ‘1 mí m”ona
44 Iciocí
45 Toledo
46 y ílcncm t - . 47 Valí idolíd
48 Vmzcay-t
. -
49
Zamora
50
Zaragoza
.
-
cl
ni
Provincia
10
Ji
12
13
14
15
243
Sobre la repartición
[REAA: 7]
0.00427
0.00410
±0.00024
0.00345
0.00014
!
000020
0.00470 1 0.00028
0.00370 1 000020
000431
000017
0.00343 + 000014
000427
0.00018
0.00330 --y 0.00026
0.00320 10.00014
0.00309 —- 0.00040
0.00269 -- 0.00014
0.00342 — 0.00022
0.00332 1 0.00037
0.00427 -~- 0.00017
000382 — 000017
000312 -v 0.00024
0.003 70
000030
0.00327 0.00024
000363 + 0.00006
0.00415 -h 0.00014
0.00262 0.00010
000380 1 000022
000109 1 0.00017
000201 -L 0.00010
0.00311. -i 000030
0.00439 ±0.00017
000294 xO.00017
0.0038<)
0.00022
000.346 ±0.00017
0.00322 0.00020
0.00-4 04 - 0.00036
0.00322 <-000010
000335 ¡ 000044
000%-’
000022
0.00361, 000037
000423
000022
000347 + 000010
000413
000020
0.003~6
000010
0.00392 -4- 0 00028
0.00343 10.00014
0.00662 + 0.00026
000783 jj~ 0.00024
0.00723 + 0.000 17
0.00627 s 0.0003 1
0.00718 — 0.00022
000820 ±0.000 17
000474 ~ 0.00014
0.00707 ji 0.00033
0.00530 1 0.00030
0.00739 000017
0.00811 ji- 000047
0.00347 000014
0.00760 0.00044
0.00776 0.00044
000775 - 000020
0.00598 -F 0.00020
0.00548 000026
0.00605 000033
0.00692 0.00028
0.00541 -‘ 000007
0.00754
000017
0.00~58s + 0.000 14
000673 - 0.00024
000382 00(1022
0.00309 9- 0000 lO
0.00665 9... 000034
0.00615 -- 0.00017
0.00591 —- 000020
0.00662 ¡ 000024
0.00585-- 0.00 020
000668
000024
0<10724 9; 0.00040
001)524 ¡ 01)0010
0.00810 0.00053
0.00473 + (1.00026
0.00741 + 0.00042
0.00730 -i 000026
000513 — 0.000 10
0.00559 t 0.00022
0.00476 0.01)014
000681 -‘ 000031
0.00543 t 000017
244
Arturo Valls
[REAA: 7]
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