XIV CONGRESO DE LA SEHA Badajoz, 7-9 de noviembre de 2013

Sesión Plenaria III Crisis económicas y crisis alimentarias en el mundo rural: los efectos de los shocks nutricionales a partir de patrones históricos

La mortalidad catastrófica y su papel en el declive de la mortalidad general en las dos Castillas, 1700-1864

Grupo Complutense de Historia Económica Moderna

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La mortalidad catastrófica y su papel en el declive de la mortalidad general en las dos Castillas, 1700-18641 Grupo Complutense de Historia Económica Moderna2 1. Introducción Los trabajos que analizan las crisis de mortalidad y miden su intensidad en diversos núcleos de población o territorios han constituido un clásico de la demografía histórica europea y española, sobre todo en las décadas de 1960, 1970 y 19803. En esta comunicación se realiza un estudio agregado de tales crisis en cinco provincias de las dos Castillas, Burgos, Ávila, Guadalajara, Ciudad Real y Albacete, en el siglo XVIII y en los dos primeros tercios del XIX. Sus propósitos fundamentales son: 1) calcular y comparar los índices sintéticos de mortalidad catastrófica de las cinco provincias citadas; 2) examinar el papel de la mitigación de las crisis de mortalidad en el declive a largo plazo de la mortalidad general en las mismas; y 3) analizar a escala provincial las interrelaciones entre carestía y mortalidad. Este trabajo se inscribe en un proyecto de investigación más amplio en el que se pretende analizar la trayectoria de la mortalidad en la España interior a escala provincial, regional y suprarregional en los siglos XVII, XVIII y XIX. En esta comunicación nos ocupamos exclusivamente de las dos Castillas, y hemos procurado que ambas quedasen satisfactoriamente representadas en la muestra de provincias considerada. Pero la necesidad de manejar numerosas fuentes de carácter local dispersas por un territorio muy extenso nos ha obligado a otorgar una alta prioridad a las dificultades y al coste de acceso a aquéllas, tanto en tiempo como en recursos financieros, a la hora de seleccionar las provincias que iban a formar parte de la muestra. Las diócesis de Burgos, Ávila, Sigüenza, Albacete y Ciudad Real han conseguido concentrar en sus correspondientes archivos diocesanos la mayor parte de sus fondos parroquiales y/o han permitido que esté disponible en la web https://familysearch.org un Este trabajo se ha financiado con los fondos de los Proyectos de Investigación HAR2009-12436, del Ministerio de Ciencia e Innovación, y HAR2012-33810, del Ministerio de Economía y Competitividad. 1

Han participado en la obtención de datos en los archivos, en el tratamiento de los mismos y/o en la elaboración de esta comunicación: Enrique Llopis Agelán, Vicente Pérez Moreda, Emilio Pérez Romero, Felipa Sánchez Salazar, José Antonio Sebastián Amarilla, Vanesa Abarca Abarca, Ángel Luis Velasco Sánchez, José Ubaldo Bernardos Sanz, Noemí Cuervo Fuente y Juan Zafra Oteyza. Además, Soledad Bravo, Pola Cortijo, Eduardo Fernández, Josefina García Aguado y Teresa Llorente han colaborado en la elaboración de series de bautismos y de defunciones de varias provincias. Por su parte, Federico Rodríguez ha desempeñado magníficamente su cometido de ayudante de investigación. 2

Sin ánimo de exhaustividad, véanse Flinn (1974); Del Panta y Livi Bacci (1977); Livi Bacci (1978); Lebrun (1980); Pérez Moreda (1980, 1983 y 2010a); Reher (1980); Nadal (1990); Bernat y Badenes (1988); Lázaro y Gurría (1989); Piquero (1991); Saavedra (1985); Blanco (1999); Moll, Segura y Suau (1983). 3

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alto porcentaje de sus libros sacramentales4. Ello ha sido clave en la determinación de los territorios muestrales de las dos Castillas. La muestra resultante de esta selección representa aceptablemente dicha macrorregión, aunque hubiese sido deseable una mayor presencia en ella de los espacios más occidentales. La muestra sí tiene un defecto evidente: la Castilla en la que el peso del mundo urbano era mayor (Valladolid, Toledo y, sobre todo, Madrid) está ausente de la misma5. De modo que esta investigación sólo puede aspirar a ser representativa de lo acontecido con la mortalidad catastrófica en los territorios marcadamente rurales de ambas Castillas, que eran, dicho sea de paso, claramente hegemónicos en su seno6. Desde el punto de vista del dinamismo demográfico, los espacios considerados presentaron balances bastante distintos en el período objeto de estudio: de 17001709 a 1855-1864, los bautismos de las 72 localidades burgalesas consideradas crecieron al 0,29 %, los de las 29 de Guadalajara al 0,32 %, los de las 14 de Ciudad Real al 0,42 %, los de las 38 de Ávila al 0,52 % y los de las 14 de Albacete al 0,63 %7. Por consiguiente, la expansión demográfica de Burgos y Guadalajara fue bastante más débil que la de las restantes provincias, especialmente que la de Ávila y Albacete, territorios en los que, probablemente, los márgenes para extender los cultivos eran todavía amplios en el Setecientos y en la primera mitad del Ochocientos. Resulta bastante verosímil que el dinamismo demográfico de nuestras cinco provincias haya sido mayor que el del conjunto de territorios de las dos Castillas en el siglo XVIII y en los dos primeros tercios del XIX. La cronología de la comunicación ha venido condicionada, asimismo, por las características y accesibilidad de las fuentes. Nos habría gustado cubrir también el siglo XVII y el último tercio del XIX. El incumplimiento de este propósito ha obedecido, de un lado, al reducido número de localidades que cuentan con registros de deEn provincias integradas por numerosísimos núcleos de población, pequeños en su mayoría, la reconstrucción de series de defunciones es muy costosa. En ellas, los párrocos se ocupan de administrar un elevado número de parroquias, lo que no facilita una investigación ya engorrosa de por sí: la calidad de los registros de óbitos, bastante más desigual que la de los bautismos, obliga a desechar un porcentaje no despreciable de series construidas o en construcción. Estamos explotando los libros sacramentales de Soria, Segovia, Salamanca y Palencia, pero las respectivas muestras de localidades no han alcanzado aún el tamaño suficiente para incluir dichas provincias en este trabajo. 4

Ciudad Real y Albacete contaban con varios núcleos que superaban los 5.000 habitantes, pero, en su mayoría, el peso de las actividades económicas no agrarias, a la luz de los registros censales o catastrales, parece ser bastante reducido. En Burgos, Ávila y Guadalajara, sólo las correspondientes capitales sobrepasaban los 5.000 habitantes a finales del siglo XVIII. 5

Cabría hablar incluso de cierta posición periférica de los territorios estudiados. Ello resulta evidente en la Submeseta Sur donde, en 1787, las áreas centrales más densamente pobladas (la actual provincia de Madrid, con 19,9 habitantes por km² sin contar la capital, o la de Toledo, con 16,4) contrastaban con las orientales (la de Guadalajara contaba con 13,5 habitantes por km², densidad que se reducía sustancialmente en sus porciones oriental y septentrional) y, sobre todo, con las meridionales (las actuales provincias de Ciudad Real y Albacete poseían, respectivamente, 8,7 y 9,0 habitantes por km²). Martín Galán (1992: 184 y 187). 6

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Base de Datos del Grupo Complutense de Historia Económica Moderna.

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funciones de adultos y, sobre todo, de párvulos completos desde 1600 en adelante8. De otro, a que en muchos pueblos y aldeas, los libros sacramentales concernientes a las últimas décadas del siglo XIX continúan depositados en los respectivos archivos parroquiales9. Tras esta introducción, la comunicación se estructura del siguiente modo: en el epígrafe 2 se describen y critican las fuentes utilizadas y se exponen los métodos empleados en esta investigación; en el 3 se presentan los índices sintéticos de la mortalidad catastrófica y se destacan las principales crisis; en el 4 se examina el papel de la mortalidad catastrófica en la moderación de la mortalidad general; en el 5 se analizan las interrelaciones entre los precios de las subsistencias y las defunciones; y, por último, en el 6 se sintetizan las principales conclusiones del trabajo. 2. Fuentes y métodos Los libros de defunciones constituyen la fuente primordial para realizar un estudio sobre las crisis de mortalidad en la era preestadística que utiliza la clásica metodología de Flinn y Del Panta-Livi Bacci. Tales libros tienen una calidad muy desigual, y resulta complicado y costoso en tiempo distinguir los registros de óbitos completos y sistemáticos de los que presentan carencias de relieve. Cuando en las décadas de 1970 y 1980 se llevaron a cabo investigaciones sobre la mortalidad en la España moderna, en la mayoría de las diócesis los libros sacramentales seguían depositados en las parroquias de origen; además, casi todos los trabajos realizados entonces tuvieron un carácter individual, formando parte a menudo de las correspondientes tesis doctorales. En este contexto de recursos humanos escasos y elevados costes de acceso, tanto en tiempo como en recursos financieros, resulta lógico que no siempre el investigador individual pudiera desarrollar una crítica completa de los libros de defunciones. Casi todos los investigadores han señalado que el principal problema de esta fuente radica en el tardío registro de los óbitos de párvulos10. Es cierto: resulta muy elevada la proporción de parroquias, aunque variable según las diócesis, en la que la La inclusión del siglo XVII habría obligado a trabajar con muestras provinciales mucho más pequeñas y bastante menos representativas. No obstante, en el caso de Ávila, donde los registros de defunciones del Seiscientos son de buena calidad en términos relativos, hemos formado, para 16501699, una serie de óbitos de adultos de un número de núcleos prácticamente idéntico al posterior a 1700. Ello permitirá comparar, en dicha provincia, la magnitud de las crisis de mortalidad en la segunda mitad del siglo XVII y en la primera del XVIII. 8

En el caso de Guadalajara, acudiendo en bastantes casos a tales archivos parroquiales, hemos podido prolongar las series de óbitos hasta finales de la década de 1880. En el de Ávila, trabajando con una muestra diferente pero no menor que la utilizada para 1700-1864, también hemos ampliado las series de finados hasta la última década del siglo XIX. 9

En la Corona de Castilla, eran mayoría los párrocos que consideraban párvulos a los menores de ocho años. Ahora bien, hay casos excepcionales en los que tal umbral se fijaba en los nueve años o, incluso, en una edad superior. Véase, por ejemplo, Blanco (1999: 158). 10

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inscripción de los finados menores de ocho años no se produjo de manera sistemática hasta finales del siglo XVII, mediados del XVIII o, incluso, fechas posteriores11. Ahora bien, otro inconveniente de la fuente estriba en que, en numerosas parroquias, el registro de las defunciones de párvulos alterna fases en las que resulta pulcro y sistemático con otras en las que desaparece casi por entero o, lo que aún genera más perturbaciones para el investigador, se torna irregular e incompleto. ¿Cómo detectar el cambio en la calidad de los registros cuando sabemos que la mortalidad, también la parvularia, registraba intensas oscilaciones interanuales y cíclicas? Consideramos que resulta imposible diseñar un test perfecto que permita resolver de modo adecuado todas las contingencias, pero, a nuestro juicio, sí estamos en condiciones de construir uno razonable, que posibilite separar el trigo de la paja en un alto porcentaje de casos. Siempre será preferible cometer algún error en la clasificación de ciertas series que aceptar y emplear aquellas en las que se omite parte de los óbitos de la población infantil. El principal elemento del test de fiabilidad que vamos a usar tiene carácter cuantitativo y es condición necesaria, pero no suficiente, para la validación plena de una serie local de difuntos; es decir, la aceptación de que los finados adultos y, sobre todo, los párvulos se hallan satisfactoriamente registrados. Hemos comprobado en distintas investigaciones que el porcentaje del total de óbitos que suponían los párvulos en diversas zonas de la España interior, en tramos prolongados de los siglos XVII, XVIII y XIX, se aproximaba o superaba el 50 %12. A escala local, esa proporción puede alejarse transitoriamente de dicho umbral, pero resulta poco verosímil que, en intervalos de veinte años, se sitúe de manera no ocasional por debajo del 40 %13. De modo que el porcentaje de párvulos ha de superar de manera sistemática el citado listón para que aceptemos que las partidas de defunciones de una parroquia reflejan de modo satisfactorio la totalidad de las muertes acontecidas en su demarcación. Como ya señalamos, defendemos que el citado umbral del 40 % es condición necesaria para la validación, pero no suficiente. El test aplicado integra también otros elementos complementarios: 1) Cuando en una parroquia se produce un aumento dramático del peso relativo de los párvulos en el total de óbitos entre dos tramos prolongados, resulta

Un examen crítico de los libros de defunciones en Pérez Moreda (1980: 29-44); Arizcun (1988: 174177); Bernat y Badenes (1988: 538- 539); Lázaro y Gurría (1989: 13-16); Blanco (1999: 60-61); Lanza (1991: 62-65); Piquero (1991: 54-57). 11

Pérez Moreda (1980: 162-163); Blanco (1999: 158). En la España húmeda, ese porcentaje era inferior (Arizcun, 1988: 176; Piquero, 1991: 175). En Cantabria, en cambio, la ratio defunciones de párvulos/total de defunciones no arrojó niveles muy distintos de los registrados en la Castilla interior. Probablemente, esos cocientes habrían sido algo más elevados si las series de óbitos hubiesen sido sometidas al citado test de validación y se hubiese prescindido de las que no lo superasen. 12

Determinadas catástrofes demográficas tuvieron un impacto mucho mayor en la población adulta que en la infantil. Así parece haber ocurrido con la crisis de 1803-1805 en la mayoría de los territorios castellanos, como tendremos ocasión de comprobar. Tales devastaciones demográficas reducían de manera notable, pero sólo transitoria, la ratio defunciones de párvulos/total de defunciones. 13

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bastante probable que el subregistro de finados menores de ocho años haya alcanzado cierta entidad en el primero de ellos. Eso acontece, por ejemplo, en las pocas localidades albaceteñas donde el registro ininterrumpido de párvulos se inicia antes de 1700: en ellas, el porcentaje que suponían éstos en el total de defunciones aumentó, en intervalos de veinte años, de poco más del 40 % en la primera mitad del Setecientos a cerca del 60 % en la segunda. En estos casos, el criterio de superación del 40 % nos parece insuficiente para la validación de las series. 2) En el seno de una misma comarca o provincia, cuando el porcentaje que representan los párvulos en el total de defunciones de una localidad, en un período prolongado, resulta muy inferior y/o evoluciona de manera claramente diferente a la norma marcada por el resto de núcleos de población, pese a superarse el umbral del 40 %, podemos estar ante un subregistro considerable de óbitos infantiles14. 3) Cuando las ratios defunciones de párvulos/bautismos, en períodos de dos o más de dos décadas, resulten anormalmente bajas respecto a otras provincias que suelan presentar niveles de dicho cociente parecidos al de la localidad o zona escrutada, podemos hallarnos también ante una inscripción incompleta de los óbitos de niños menores de ocho años. 4) El tenor de una o varias visitas episcopales o nuestro propio criterio al manejar los libros de defunciones nos ha llevado o inducido a la invalidación de tramos de varias series15. En suma, el test de validación que proponemos contiene un criterio taxativo de carácter cuantitativo, pero también incorpora otros elementos que deben ser gestionados por los propios investigadores. Su aplicación entraña un alto coste en tiempo y obliga a desechar un número notable de series de mortalidad general y de párvulos, pero aporta una mejora sustancial del material informativo al minimizar el subregistro de los finados que aún no habían alcanzado el “uso de razón”. De 1700 a 1864, los óbitos de párvulos supusieron el 56,1 % del total de defunciones en la muestra de 24 localidades burgalesas, el 54,2 % en la de 22 abulenses y el 52,8 % en la de 19 alcarreñas; de 1750 a 1864, ese mismo porcentaje se elevó al 54,3 % en la de 9 de Albacete y al 53,7 % en la de 11 de Ciudad Real. Pese al esfuerzo desplegado para trabajar con las series menos defectuosas, consideramos que el subregistro de defunciones de párvulos no ha sido completamente erradicado, que la importancia de este fenómeno tendió a reducirse a medida que avanzamos en el tiempo y que, por ende, el descenso de la mortalidad de los menores de ocho años fue ligeramente mayor de lo que indican nuestras cifras16. Subráyese la expresión “podemos estar”. Somos conscientes de que en localidades pequeñas los movimientos erráticos de las defunciones son relativamente frecuentes. Véase, Livi-Bacci (1978: 48) 15 Saavedra (1996) ha subrayado la importancia del criterio del investigador que maneja los libros de defunciones a la hora de determinar el grado de fiabilidad y validez de los registros. 14

La proporción del total de difuntos que suponían los párvulos aumentó significativamente de 17001749 a 1750-1799 en Ávila y Guadalajara: en la primera pasó del 51,2 al 54,8 %, y en la segunda del 49,5 a 54,8 % (en Burgos, los porcentajes fueron similares, 56,4 y 57,1 %, respectivamente). Ese ascenso obedeció a que la mortalidad adulta descendió más que la de niños menores de ocho años en la 16

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Las defunciones de adultos se hallan mejor registradas en los libros de finados. Ahora bien, la fuente no está exenta de problemas. Como es lógico, hemos desechado los libros de testamentos, de aniversarios o de colecturía, donde sólo se registraban de manera sistemática los óbitos de una parte de la población adulta, la formada por quienes habían testado y generalmente establecido diversas mandas pías. A menudo aparecen entierros de intestados en estos libros, pero su registro casi nunca es universal. El uso exclusivo de libros de difuntos no resuelve todos los problemas: a veces éstos, en determinadas fases, recogen una proporción sospechosamente reducida o nula de óbitos de pobres. Para detectar esta irregularidad hemos procedido a examinar la ratio defunciones de adultos/bautismos en períodos de veinte años. Cuando este cociente se sitúa muy por debajo de los parámetros habituales del territorio y la fase correspondientes, y dicha situación de anormalidad no presenta un mero carácter episódico, podemos hallarnos ante un subregistro de los enterramientos de adultos en la parroquia objeto de escrutinio17. De modo que las cifras de finados de más de ocho años también deben someterse a un pequeño test de validación. El estudio de las crisis de mortalidad en cada una de las provincias elegidas exigía, como es lógico, la selección y formación de las pertinentes muestras de localidades. Al respecto, hemos tenido en cuenta varios criterios: 1) hemos seleccionado únicamente pueblos en los que los registros de óbitos se hallasen completos o casi completos entre 1700 y 186418; 2) hemos dado prioridad a las localidades en las que las series de defunciones de párvulos han superado el test de validación; 3) hemos procurado que las muestras fuesen geográficamente representativas de los correspondientes territorios; 4) hemos intentado que las distribuciones de la población de las localidades de las muestras y de las provincias a las que atañen, según el tamaño de los núcleos, fuesen parecidas; y, 5) hemos realizado los esfuerzos precisos para que todas las muestras alcanzaran un tamaño suficiente. El margen de elección es pequeño porque resulta exiguo el porcentaje de parroquias cuyos registros de difuntos, en el período objeto de esta investigación, están completos o prácticamente completos y los óbitos de párvulos anotados de un modo satisfactorio. Por otro lado, la calidad de los libros de defunciones suele ser mayor en las localidades grandes y medianas que en las pequeñas19. De modo que estas últimas casi siempre se hallan infrarrepresentadas en las muestras.

segunda mitad del siglo XVIII, pero es probable que una parte del mismo, sobre todo en la provincia alcarreña, haya sido fruto de la disminución del subregistro de óbitos infantiles. El libro de defunciones, en muchos de esos casos, se convierte, durante un período más o menos prolongado, en una especie de libro de testamentos. 17

La estimación de los huecos de las series de defunciones plantea un problema relevante: de un lado, los óbitos locales muestran un alto grado de volatilidad; de otro, las correlaciones entre los finados en un núcleo y los difuntos en varios pueblos de la misma comarca o provincia suelen resultar bastante bajas. 18

La calidad de las labores administrativas de los párrocos no parece ser independiente de sus estipendios, y éstos estaban relacionados con el tamaño de los núcleos de población. 19

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La comunicación se sustenta en el siguiente soporte informativo: 72, 38, 29, 14 y 14 series locales de defunciones de adultos de Burgos, Ávila, Guadalajara, Albacete y Ciudad Real, respectivamente. En 1787, la muestra burgalesa albergaba 21.355 habitantes (el 8,9 % de la población provincial), la abulense 18.874 (el 15,8 %), la alcarreña 11.445 (el 7,0 %), la albaceteña 30.984 (el 23,1 %) y la de Ciudad Real 30.991 (el 18,1 %). El número de series que integran de modo adecuado párvulos y adultos es sensiblemente menor: 24 de Burgos, 22 de Ávila, 19 de Guadalajara, 9 de Albacete y 11 de Ciudad Real. En estas dos últimas provincias, además, dichas series arrancan de 1750 porque pocas parroquias registraban los óbitos de los párvulos en la primera mitad del siglo XVIII y la mayoría de ellas no ha superado el test de validación. En 1787, la muestra burgalesa de localidades con mortalidad completa concentraba 9.050 habitantes, la abulense 13.723, la alcarreña 7.967, la albaceteña 23.729 y la de Ciudad Real 23.225. De modo que para trabajar con series validadas que incorporen a satisfacción defunciones de adultos y párvulos ha sido preciso realizar un notable sacrificio en términos del tamaño de las muestras. Consideramos que la solidez del material informativo compensa sobradamente la reducción del número de series, y que la dimensión de estas muestras más pequeñas, pese a todo, resulta suficiente para estudiar las crisis de mortalidad a escala provincial. En aras de poder comparar de la mejor manera posible los resultados, nos habría gustado que el tamaño de las distintas muestras provinciales hubiese sido más parecido, pero el margen para aumentar considerablemente el de las de Burgos, Ávila y Guadalajara, sin acentuar los desequilibrios territoriales, era casi inexistente. En el supuesto de que las muestras de estas tres provincias hubiesen logrado una dimensión similar a las de Albacete y Ciudad Real, las volatilidades de sus defunciones habrían sido, probablemente, algo menores que las aquí obtenidas y, por ende, sus índices sintéticos de mortalidad catastrófica habrían alcanzado valores un poco más bajos. En suma, los desequilibrios en el tamaño de las diferentes muestras no permiten una comparación óptima de la magnitud de las crisis de mortalidad en las cinco provincias analizadas, pero el alcance de los mismos no resulta suficiente, a nuestro juicio, como para invalidar el estudio comparativo de sus índices sintéticos. En definitiva, consideramos que las muestras provinciales están integradas por series de defunciones de alta calidad, que tienen una representatividad geográfica satisfactoria, y que ofrecen la posibilidad de contrastar, aunque ésta no resulte óptima por su diferente dimensión, los índices sintéticos de mortalidad catastrófica obtenidos a partir de las mismas. En este trabajo vamos a emplear tres vías distintas de acercamiento a las crisis de mortalidad: primero, calcularemos los correspondientes índices sintéticos en las cinco provincias estudiadas; luego, determinaremos la evolución del peso relativo de las defunciones “extraordinarias” en el total de óbitos de las mismas; y, por último, estimaremos la contribución de la mortalidad catastrófica al declive a largo plazo de la mortalidad general en cada una de ellas.

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La metodología para el establecimiento de los índices sintéticos de mortalidad catastrófica se basa fundamentalmente en las propuestas de Flinn (1974) y Del Panta y Livi-Bacci (1977), pero hemos introducido varios retoques en las mismas. Nuestro interés no radica en el estudio de las crisis de mortalidad a escala local, sino a escala provincial, con la mirada puesta, además, en futuros trabajos de carácter regional y suprarregional. De modo que aquí sólo utilizaremos las series provinciales. Flinn señala que la severidad de las crisis disminuye a medida que se amplía el área objeto de estudio, lo que, a nuestro juicio, implica reconocer que el umbral de sobremortalidad para la determinación de aquéllas debería ser móvil en función del tamaño de la muestra analizada. Flinn propone utilizar un listón del 50 % en los estudios locales y otro del 30 % en los de carácter regional y nacional20. Pensamos que no se debería utilizar el mismo umbral para París y para una pequeña aldea gallega o para dos muestras de localidades de regiones o países con poblaciones enormemente diferentes. En este trabajo, que no es de índole local, vamos a usar un listón para la determinación de las crisis algo inferior al propuesto por Flinn: el 25 %. Esta decisión, que tiene una incuestionable dosis de arbitrariedad, obedece al hecho de que el umbral del 30 % excluiría del estudio episodios de alzas provinciales de los finados de cierta enjundia21. El modo de establecer los niveles “normales” de las defunciones de Del Panta y Livi Bacci nos parece mejor que el de Flinn. No obstante, hemos introducido una pequeña variación: nuestra media móvil truncada de once años incorpora sólo seis valores, ya que excluye el año de la crisis, junto a los dos máximos y a los dos mínimos de los diez registros restantes. Del Panta y Livi Bacci, por su parte, realizan el cálculo de dicha media móvil con siete registros, dado que solo quedan fuera de éste los dos valores máximos y los dos mínimos de los once considerados. Como no es infrecuente la aparición de más de dos importantes elevaciones de la mortalidad en ciertos períodos de once años, nuestras medias truncadas permiten detectar o medir de un modo más satisfactorio la entidad de algunas crisis22. Al trabajar con series provinciales en vez de con distintos grupos de series locales, el cálculo del índice sintético de las crisis de mortalidad se simplifica: el CMA (Aggregate of Crisis Mortality) se obtiene, para cada período de veinticinco o cincuenta años, mediante la simple suma de los correspondientes CMRs (Crisis Mortality Ratios o sobremortalidades). En la periodización nos salimos de la norma en un caso: rompemos la secuencia de intervalos de un cuarto de siglo a comienzos del Ochocientos incluyendo uno de sólo quince años, 1800-1814. Ello responde a la excepcionalidad de los acontecimientos acaecidos por entonces, que introdujeron una relevante discontinuidad demográfica y económica en España, sobre todo en sus regiones interio20

Flinn (1974: 289-290).

En la fijación del umbral, nuestra duda, en realidad, ha estado más entre el 20 y el 25 % que entre el 25 y el 30 %. 21

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Esa acumulación de crisis aconteció, por ejemplo, en la década de 1740 o en la de 1800.

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res23. Ahora bien, el índice sintético de Flinn mide, para un determinado territorio, la intensidad de las crisis de mortalidad por unidad de tiempo. Por tanto, al establecer un intervalo de duración distinta, resulta necesario proceder a la consiguiente homogenización. Para ello, en los Cuadros 1, 3, 5 y 7, hemos procedido a dividir por quince y a multiplicar por veinticinco los CMAs del lapso 1800-1814. Correlativamente, en los Gráficos 1, 2, 3 y 4, que recogen tramos de cincuenta años, hemos dividido aquéllos por quince y multiplicado por cincuenta. En uno y otro caso, por tanto, los índices correspondientes expresan intensidad por la misma unidad de tiempo. La contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad general la hemos calculado, en cada período de quince, veinticinco o cincuenta años, a través de la ratio óbitos “extraordinarios” (sumatorio de las diferencias entre el número de finados en los años de crisis y el sumatorio de las correspondientes medias móviles truncadas de once años del número de fallecidos)/total de defunciones. Este ejercicio también lo hemos llevado a cabo para la mortalidad de adultos y para la de párvulos por separado, a fin de determinar qué segmento de la población resultó más afectado por las crisis y qué cambios se registraron al respecto en el arco temporal que nos ocupa. Para aproximarnos al papel de la moderación de las crisis en el declive a largo plazo de la mortalidad general vamos a emplear las ratios defunciones “extraordinarias”/bautizados y defunciones “ordinarias” (diferencia entre el número de óbitos registrado y la sobremortalidad estimada)/bautizados, en períodos de quince, veinticinco o cincuenta años, en cada una de las provincias examinadas. El uso de la ratio defunciones/bautismos como proxy aceptable de los movimientos a largo plazo de la mortalidad se sustenta en la hipótesis, en parte corroborada por distintas evidencias, de que los niveles promedio de las tasas de natalidad, en intervalos de veinticinco a cincuenta años, registraron en los territorios castellanos, durante el siglo XVIII y los dos primeros tercios del XIX, variaciones de escasa entidad. Si la tasa de natalidad hubiese permanecido prácticamente constante en el largo plazo, los movimientos, en tramos de veinticinco o cincuenta años, del cociente defunciones/bautismos habrían sido muy similares a los de la tasa de mortalidad24. En cuanto al análisis a escala provincial de las interrelaciones entre carestía y mortalidad, hemos optado por el método tradicional que relaciona los años de probables carencias alimentarias, definidos por la elevación de los precios de los productos básicos (el pan, los cereales o, comúnmente, el trigo) y el alza anual de la mortalidad. Una vez detectados los años o períodos de crisis de mortalidad, trataremos de comprobar si tales fechas coinciden, o son precedidas, por años de carestía. Sobre las crisis demográficas y económicas de la década y media inicial del siglo XIX, véanse Pérez Moreda (1980 y 2010a); Llopis (2013). 23

Con una tasa de natalidad constante o casi constante, el movimiento de los bautismos sería igual al de la población, y los cambios de la tasa de mortalidad, expresada por el cociente defunciones/población, serían muy parecidos a los de la ratio defunciones/bautismos. En Llopis, Bernardos y Velasco (2013) se analiza de manera pormenorizada ese supuesto de estabilidad a largo plazo de la tasa de natalidad. 24

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Disponemos de series provinciales de precios del trigo para Burgos y Ávila, pero no para Guadalajara, Albacete y Ciudad Real. Es por ello que para detectar las fechas o períodos de carestía, aunque nos hemos centrado en las dos primeras, también hemos acudido a las construidas por otros autores a partir de muestras provinciales de Segovia, Cantabria y Vizcaya25. En el caso de Ávila, hemos empleado los precios del trigo del mercado de Arévalo para el período 1691-184126. Los de Burgos, son los promedios anuales de los trigos de distintas calidades vendidosos, entre 1700 y 1812, por la Iglesia de Santa Águeda de la capital burgalesa. Los precios segovianos son los del trigo de la Mercurial de Segovia (1694-1792), y los del mismo cereal del Correo Mercantil de España y sus Indias para el lapso 1793-180827. La localización y cuantificación de la intensidad de las carestías se ha efectuado en las muestras de Ávila, Burgos y Segovia midiendo la variación porcentual del precio original de cada año respecto al valor de la media móvil de once años centrada en él, y fijando un umbral de incremento de dicha variación, como veremos después. Esta forma de calcular el alcance de las carestías permite eliminar simultáneamente la tendencia de las series, haciendo coincidir además el coeficiente de variación de la nueva serie sin tendencia (cuya media aritmética es prácticamente 1) con su desviación típica. El cálculo de la media móvil impide, sin embargo, tomar en cuenta los valores originales de los cinco primeros y los cinco últimos años de cada serie, con lo que quedarían, en principio, fuera de observación carestías importantes y fácilmente visibles en la serie original, como las de 1699-1700 (en Ávila o Segovia), y la de 1812 (en Burgos). Advertiremos de nuevo esta circunstancia en el recuento cronológico de las carestías de dichas provincias y estimaremos la última mencionada poniendo en relación el precio original de 1812 con la media móvil de los cinco años anteriores28. El análisis de la coincidencia temporal y la conexión entre las carestías y las crisis de mortalidad (es decir, de la posible dependencia de estas últimas respecto al factor alimentario) obliga a limitar el período de observación al más corto de las dos series —de mortalidad y de precios— disponibles en cada provincia. En cuanto a las series de defunciones, conviene añadir una observación a lo ya dicho acerca de su tratamiento para localizar las crisis de mortalidad y medir su intensidad. Para este análisis utilizaremos exclusivamente las series de mortalidad adulta (defunciones totales menos defunciones de "párvulos"), dada la menor dependencia, en teoría al menos, de la mortalidad de la infancia —sobre todo la del primer año de vida— respecto a la carestía, y la mayor variedad de procesos patológicos responsables de la morPara Segovia, Pérez Moreda (2010b: 187-8 y 214); para Cantabria y Vizcaya, Catalán y Lanza (2013). Archivo Diocesano de Ávila, Libros de Fábrica de la Iglesia de San Nicolás. No hemos creído necesario considerar los precios de la cebada y del centeno, disponibles para el mismo lapso, por la altísima correlación que muestran con los precios del trigo. 27 Para los de Cantabria y Vizcaya, de 1680 a 1841, Catalán y Lanza (2013: 18-21). 28 El cálculo de la desviación porcentual de los precios originales respecto al valor de la media móvil de los cinco o de los siete años anteriores (y no al de la media móvil centrada de once años) es un método alternativo de identificación y medida de las carestías o mayores incrementos porcentuales de los precios quizá preferible al que se ha empleado en este trabajo y en los que aquí se citan. 25 26

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talidad infantil y juvenil, sobre todo en el siglo XVIII, que es el período central de observación de todas las series analizadas. Las muestras provinciales cuyas defunciones adultas se han utilizado en esta ocasión están formadas por 38 series de otras tantas localidades de Ávila, 72 de Burgos, y solamente 9 de Segovia29. En el examen de la relación entre mortalidad adulta y precios, el método de análisis empleado no es el de las regresiones con retardos distribuidos, diseñado por Lee (1981) y utilizado, entre otros por Galloway (1988), o entre nosotros, por Pérez Moreda (1988a), Lanza (1991) u otros autores, sino el más sencillo, que se limita a observar la relación existente entre las variaciones anuales de los precios y la mortalidad, y que fue aplicado por Schofield al estudio del comportamiento de la mortalidad anual ante las mayores caídas del salario real en la Inglaterra de los siglos XVI al XIX, o por Pérez Moreda a datos provinciales o comarcales españoles30. Las únicas variaciones metodológicas al procedimiento de Schofield que hemos introducido en nuestro análisis consisten en la utilización de los precios anuales, en lugar del salario real, y en la búsqueda de la posible asociación entre mortalidad y carestía partiendo de las principales crisis de mortalidad detectadas en cada provincia (examinando la variación simultánea del precio del trigo, en la misma fecha, y en el año anterior al de la crisis de mortalidad), aunque el análisis se centra en la observación del impacto de las mayores carestías sobre la mortalidad de la misma fecha y del año siguiente. 3. Índices sintéticos de mortalidad catastrófica El Cuadro 1 y el Gráfico 1 recogen los índices sintéticos de la mortalidad catastrófica general en las cinco provincias que nos ocupan entre 1700 y 1864. Cuadro 1. Índices sintéticos de las crisis de mortalidad en cinco provincias castellanas (1700-1864) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 131,8 97,2 272,4 ----1725-1749 289,9 256,8 269,8 ----1750-1774 30,1 105,6 131,0 172,6 109,5 1775-1799 0,0 95,4 122,2 107,9 274,0 1800-1814 583,0 548,7 468,5 436,0 462,2 1815-1839 83,0 194,6 125,2 166,3 218,2 1840-1864 89,2 0,0 127,2 71,6 105,5 1700-1749 421,7 354,0 542,2 ----1750-1799 30,1 201,0 253,2 280,5 383,5 1815-1864 172,2 194,6 252,4 237,9 323,7 Fuentes: Libros de defunciones, Archivos Diocesanos de Burgos, Ávila, Sigüenza, Albacete y Ciudad Real, y https://familysearch.org.

29 30

Para Cantabria y Vizcaya, Catalán y Lanza (2013: 18-21), y Abarca y Lanza (2013: 4). Schofield (1985); Pérez Moreda (2010b); Pérez Moreda y Collantes (2012: 17-18).

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Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

El Cuadro 1 y el Gráfico 1 revelan un patrón común en la trayectoria, en el largo plazo, de la mortalidad catastrófica general en los territorios castellanos: importante retroceso en la segunda mitad del Setecientos31 y brusca elevación en los primeros quince años del Ochocientos. En lo que atañe al primer rasgo, la reducción del índice sintético fue singularmente intensa en Guadalajara y, sobre todo, en Burgos: del 53,0 % en un caso y del 92,9 % en el otro. En realidad, las crisis de mortalidad prácticamente desaparecieron en Burgos en la segunda mitad del siglo XVIII. En Ávila, el descenso fue más moderado, aunque notable (del 43,2 %) y, además, el índice de 1750-1799 resultó algo menor que el registrado en el territorio alcarreño. Las cifras del intervalo 1800-1814, retocadas del modo que indicamos para hacerlas comparables con los períodos habituales de veinticinco años, muestran que, en la década y media inicial del siglo XIX, el movimiento alcista de la mortalidad catastrófica fue violento en las cinco provincias, pero especialmente dramático en las de la Meseta septentrional. Después de la Guerra de la Independencia desaparece el patrón común de comportamiento: de 1750-1799 a 1815-1864, el índice sintético se elevó de modo considerable en Burgos, permaneció casi estancado en Ávila y Guadalajara, y disminuyó

Los índices sintéticos de las crisis de mortalidad de 1650-1699 fueron mayores (Burgos) o similares (Ávila) a los de 1700-1749 (Base de Datos del Grupo Complutense de Historia Económica Moderna). 31

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de forma moderada en Albacete y Ciudad Real (un 15,2 y un 15,6 %, respectivamente). Ahora bien, en el medio siglo posterior al final de la guerra contra Napoleón, el alcance de las crisis de mortalidad siguió siendo mayor en los territorios de la Meseta meridional32. En el Cuadro 2 hemos reflejado el número, la frecuencia y la intensidad media de las crisis de mortalidad en las cinco provincias en períodos de cincuenta años, con la excepción, de nuevo, de 1800-1814. Cuadro 2. Número, frecuencia e intensidad de las crisis de mortalidad en cinco provincias castellanas (1700-1864) Períodos Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Número de crisis 1700-1749 10 9 10 ----1750-1799 1 6 5 6 7 1800-1814 4 6 3 5 3 1815-1864 3 4 4 3 8 Frecuencia (promedio de años entre una crisis y la siguiente) 1700-1749 5,00 5,56 5,00 ----1750-1799 50,00 8,33 10,00 8,33 7,14 1800-1814 3,75 2,50 5,00 3,00 5,00 1815-1864 16,67 12,50 12,50 16,67 6,25 Intensidad media (suma de sobremortalidades/número de crisis) 1700-1749 42,2 39,3 54,2 ----1750-1799 30,1 33,5 50,6 46,8 54,9 1800-1814 87,5 54,9 93,7 52,3 92,4 1815-1864 57,4 50,3 63,1 79,3 40,5 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

La frecuencia de las crisis disminuyó considerablemente (Ávila y Guadalajara) o muy considerablemente (Burgos) en la segunda mitad del siglo XVIII, y aumentó de manera muy notable (excepto en Ciudad Real, donde lo hizo de modo moderado) en los primeros quince años del XIX. En el período 1815-1864, los episodios de mortalidad catastrófica fueron, con la salvedad, una vez más, de Ciudad Real, menos habituales que en el conjunto del Setecientos (Burgos, Ávila o Guadalajara) o que en la segunda mitad de dicha centuria. La intensidad de las crisis se redujo entre 1750 y 1799, y fue mayor, de nuevo con la excepción de Ciudad Real, en 1815-1864 que en la segunda mitad del siglo XVIII. La intensidad promedio de la mortalidad catastrófica alcanzó su máximo en cuatro de las cinco provincias (en este caso el comportamiento atípico correspondió a Albacete) en el intervalo 1800-1814. En los territorios castellanos, en general, las crisis fueron menos frecuentes, pero más intensas, en el período 1815-1864 que en el Setecientos. Tal vez, el papel de Insistimos en que los índices de Burgos, Ávila y Guadalajara habrían sido, probablemente, algo inferiores si la población de sus muestras hubiese sido similar a la de las de Albacete y Ciudad Real. 32

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las carestías en la mortalidad catastrófica se redujo y el de las grandes epidemias (sobre todo, de cólera) se tornó más relevante en un contexto de mayor densidad demográfica y de flujos más intensos de hombres y mercancías entre los diferentes espacios de las dos Castillas. Las sobremortalidades medias en el período 1750-1864, el más prolongado para el que contamos con información para las cinco provincias, fueron las siguientes: 69,0 en Burgos, 45,3 en Ávila, 65,6 en Guadalajara, 55,7 en Albacete y 54,7 en Ciudad Real. El número de provincias estudiado no es el óptimo, pero los datos reunidos hasta aquí apuntan a que la mayor magnitud de las crisis en la Meseta meridional tuvo más relación con la frecuencia que con la intensidad media de las mismas. En el caso de los índices de mortalidad catastrófica de los adultos, ofrecemos dos versiones: una con las muestras que incluyen mayor número de localidades, más apropiada para las comparaciones interprovinciales, y otra con muestras más pequeñas pero que permiten, en cada territorio, un contraste adecuado entre la magnitud y la trayectoria de la mortalidad catastrófica general, la adulta y la parvularia. Los índices sintéticos de las crisis de mortalidad adulta del Cuadro 3 se han elaborado con muestras algo (Albacete y Ciudad Real) o bastante mayores (Guadalajara, Ávila y, sobre todo, Burgos) que las empleadas en el cálculo de los índices del Cuadro 1. De modo que no resulta apropiado comparar las cifras de uno con las del otro. Nuestra atención debe, por tanto, centrarse ahora en el contenido del Cuadro 3. Ciudad Real vuelve a quedar fuera de buena parte de los patrones comunes, primero en el siglo XVIII: de 1700-1749 a 1750-1799, el índice retrocedió un 66,5 % en Burgos, un 55,5 % en Guadalajara, un 39,0 % en Ávila y un 34,3 % en Albacete, y aumentó un 3,5 % en Ciudad Real, territorio en el que la crisis palúdica de 1786-1787 provocó graves destrozos demográficos33. Cuadro 3. Índices sintéticos de las crisis de mortalidad adulta (muestras grandes) en cinco provincias castellanas (1700-1864) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (72 pueblos) (38 pueblos) (29 pueblos) (14 pueblos) (14 pueblos) 1700-1724 129,6 87,0 317,6 201,3 231,1 1725-1749 228,4 300,2 248,8 180,4 116,9 1750-1774 120,1 139,9 65,1 124,8 138,7 1775-1799 0,0 96,5 187,1 125,8 221,6 1800-1814 960,8 908,5 787,8 609,3 691,5 1815-1839 77,3 208,9 81,7 280,2 204,5 1840-1864 114,6 44,4 286,1 171,7 140,7 1700-1749 358,0 387,2 566,4 381,6 348,0 1750-1799 120,1 236,3 252,2 250,6 360,3 1815-1864 191,9 253,3 367,9 451,9 345,3 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

33

Pérez Moreda (1983: 333-352).

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Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

La magnitud de las crisis de mortalidad adulta en la década y media inicial del Ochocientos fue enorme, como pone de manifiesto el Gráfico 2, en especial en Burgos, Ávila y Guadalajara. Las sobremortalidades de 1803-1805 fueron dramáticas en tierras burgalesas (del 464,9 %) y alcarreñas (del 460,9 % en 1803-1806) y más moderadas en Ávila (del 299,1 % en 1803-1806). No obstante, en el conjunto del intervalo 1800-1814, el índice abulense sobrepasó al de Guadalajara porque Ávila registró sobremortalidades bastante más intensas en el trienio 1812-1814. En los cincuenta años posteriores a la finalización de la Guerra de la Independencia, los índices sintéticos, salvo en Ciudad Real, se situaron por encima de los de la segunda mitad del siglo XVIII: de 1750-1799 a 1815-1864, se elevaron un 80,3 % en Albacete, un 59,8 % en Burgos, un 45,9 % en Guadalajara y un 7,2 % en Ávila, y decrecieron un 4,2 % en Ciudad Real. En Albacete, la entidad de las crisis de la década de 1830 fue responsable de su brusco incremento. En 1815-1864, la mortalidad catastrófica adulta, al igual que la general, fue mayor en los territorios de la Meseta meridional que en los de la septentrional. En cambio, en Burgos, Ávila, Albacete y Ciudad Real, en la primera mitad del siglo XVIII, los índices sintéticos diferían muy poco (el de Guadalajara sí era mucho más alto). En realidad, entre 1700-1749 y 1815-1864, la mortalidad catastrófica adulta retrocedió claramente en las provincias de la Meseta septentrional, pero se comportó de manera dispar en las de la meridional: disminuyó en Guadalajara (partiendo de un nivel muy elevado), apenas varió en Ciudad Real y aumentó de manera apreciable en Albacete. En definitiva, no todo el interior peninsular participó de la moderación de la mortalidad catastrófica adulta. 16

El Cuadro 4 recoge el mismo tipo de información que el Cuadro 2, referida en este caso a las crisis de mortalidad adulta. Cuadro 4. Número, frecuencia e intensidad de las crisis de mortalidad adulta en cinco provincias castellanas (1700-1864) Períodos Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Número de crisis 1700-1749 9 10 12 5 6 1750-1799 3 6 6 8 6 1800-1814 5 7 5 6 5 1815-1864 2 4 5 4 8 Frecuencia (promedio de años entre una crisis y la siguiente) 1700-1749 5,56 5,00 4,17 10,00 8,33 1750-1799 16,67 6,25 8,33 6,25 8,33 1800-1814 3,00 2,14 3,00 2,50 3,00 1815-1864 25,00 12,50 10,00 12,50 6,25 Intensidad media (suma de sobremortalidades/número de crisis) 1700-1749 39,8 38,7 47,2 76,3 58,0 1750-1799 40,0 39,4 42,0 31,3 60,1 1800-1814 115,3 77,9 94,5 60,9 83,0 1815-1864 96,0 63,3 73,6 113,0 69,1 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

En todos los territorios la frecuencia de las crisis de mortalidad adulta alcanzó sus valores máximos en 1800-1814 y fue menor, excepto en Ciudad Real, en el medio siglo que siguió a la Guerra de la Independencia que en el Setecientos. Si comparamos la primera y la segunda mitad del siglo XVIII, la frecuencia fue mayor en aquélla que en ésta en Ávila y, sobre todo, en Guadalajara y en Burgos, idéntica en Ciudad Real y menor en Albacete. Durante todo el período objeto de estudio, 1700-1864, la intensidad media de las crisis fue de 65,6 en Burgos, 52,7 en Ávila, 59,3 en Guadalajara, 63,0 en Albacete y 58,7 en Ciudad Real. Burgos fue el territorio con menor número de años de crisis, pero el área con mayor intensidad media de estas últimas. Por su parte, los índices sintéticos se elevaron en Burgos a 1.246,5, en Ávila a 1.421,9, en Guadalajara a 1.659,2, en Albacete a 1.449,7 y en Ciudad Real a 1.468,234. De modo que Guadalajara registró el máximo de mortalidad catastrófica adulta y Burgos el mínimo, situándose ésta en niveles intermedios muy parecidos en las tres provincias restantes. En cuanto al movimiento de la intensidad de las crisis de mortalidad adulta, el fenómeno más destacado radica en su incremento en las dos primeros tercios del siglo XIX con respecto al XVIII, siendo especialmente importante el alza en Burgos y Albacete. Vuelve, por tanto, a repetirse el modelo de la mortalidad catastrófica geneEl índice sintético de las localidades de todas las muestras provinciales (167) sería de 978,3, claramente inferior a los de las cinco demarcaciones consideradas por separado. Se constata que el tamaño de las muestras influye de manera relevante en el número y en la severidad de las crisis. 34

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ral: en el Ochocientos hallamos menos crisis, pero el promedio de la intensidad de las mismas aumentó considerablemente. El Cuadro 5 y el Gráfico 3, en los que hemos consignado los índices sintéticos de la mortalidad catastrófica parvularia (como ocurre con la general, la información de Albacete y Ciudad Real se circunscribe al lapso 1750-1864), revelan el apreciable o acusado descenso de las crisis de defunciones de la población menor de ocho años de 1700-1749 a 1750-1799 y de 1750-1799 a 1815-1864 (con la excepción, en este último caso, de Burgos). Cuadro 5. Índices sintéticos de las crisis de mortalidad parvularia en cinco provincias castellanas (1700-1864) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 247,5 210,1 260,4 ----1725-1749 262,9 235,4 222,5 ----1750-1774 25,9 66,9 157,7 307,0 182,4 1775-1799 26,3 135,9 143,2 262,9 360,4 1800-1814 375,5 356,0 342,3 208,8 522,0 1815-1839 67,8 145,5 128,4 64,6 261,3 1840-1864 66,0 28,2 45,7 84,3 65,4 1700-1749 510,4 445,5 483,0 ----1750-1799 52,2 202,8 300,8 569,9 542,8 1815-1864 133,8 173,7 174,2 148,9 326,7 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

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Los índices sintéticos, entre 1700 y 1864, fueron de 921,7 en Burgos, de 1.035,6 en Ávila y de 1.163,4 en Guadalajara; por su parte, los del intervalo 1750-1864 ascendieron a 411,3 en Burgos, a 590,1 en Ávila, a 680,4 en Guadalajara, a 844,1 en Albacete y a 1.182,7 en Ciudad Real. Por consiguiente, las crisis de mortalidad, en este caso de la población parvularia, vuelven a tener mayor entidad en los territorios de la Meseta meridional, sobre todo en Ciudad Real, que en los de la septentrional. Durante la segunda mitad del siglo XVIII, el retroceso de la mortalidad catastrófica de párvulos fue espectacular en Burgos, muy notable en Ávila y nada despreciable en Guadalajara: un 89,8, un 54,5 y un 37,7 %, respectivamente. En Burgos, las crisis, también las sufridas por los menores de ocho años, casi llegaron a desaparecer entre 1750 y 1799. La mortalidad catastrófica de párvulos repuntó claramente en los primeros compases del siglo XIX, pero de manera bastante menos virulenta que la de adultos y sólo en tres de las cinco provincias estudiadas. Entre 1750-1799 y 1800-1814, descendió ligeramente en Ciudad Real y de modo notable en Albacete. No puede descartarse que, como han indicado varios especialistas, el subregistro de óbitos de menores de ocho años se incrementase algo durante las crisis de mayor entidad35. Los índices sintéticos de sobremortalidad de párvulos cayeron en cuatro de las cinco provincias consideradas entre 1750-1799 y 1815-1864: un 73,9 % en Albacete, un 42,1 % en Guadalajara, un 39,8 % en Ciudad Real y un 14,3 % en Ávila. En cambio, en Burgos, que partía de un nivel muy reducido, el índice aumentó un 156,3 % entre ambos intervalos; ahora bien, pese a semejante incremento, dicha provincia registró el menor índice sintético entre el final de la guerra contra Napoleón y el ocaso del reinado de Isabel II. El fuerte descenso del índice sintético de las crisis de óbitos de párvulos no debería deslumbrarnos, ya que, como podremos comprobar más tarde, la mortalidad infantil se mantuvo en la España interior en niveles bastante elevados hasta las postrimerías del siglo XIX. Probablemente, algunas enfermedades epidémicas, que afectaban especialmente a la población infantil y juvenil, tendieron a tener efectos menos concentrados en el tiempo36, lo que entraña para nuestra taxonomía la conversión de algunas defunciones “extraordinarias” en “ordinarias”. Como indica el Cuadro 6, la frecuencia de las crisis de mortalidad de párvulos se redujo en la segunda mitad del siglo XVIII, sobre todo en las provincias de la Meseta norte, y alcanzó sus valores máximos, salvo en Albacete, en la década y media inicial del siglo XIX. Si comparamos los períodos 1750-1799 y 1815-1864, la frecuencia de tales episodios catastróficos aumentó en los territorios de la Meseta septentrional y disminuyó en los de la meridional.

35

Flinn (1974: 286); Del Panta y Livi Bacci (1977: 408-409).

36

Flinn (1974: 315).

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Cuadro 6. Número, frecuencia e intensidad de las crisis de mortalidad de párvulos en cinco provincias castellanas (1700-1864) Períodos Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Número de crisis 1700-1749 10 11 9 ----1750-1799 2 4 6 12 10 1800-1814 4 5 3 2 5 1815-1864 3 5 5 5 8 Frecuencia (promedio de años entre una crisis y la siguiente) 1700-1749 5,00 4,55 5,56 ----1750-1799 25,00 12,50 8,33 4,17 5,00 1800-1814 3,75 3,00 5,00 7,50 3,00 1815-1864 16,67 10,00 10,00 10,00 6,25 Intensidad media (suma de sobremortalidades/número de crisis) 1700-1749 51,0 40,5 53,7 ----1750-1799 26,1 50,7 50,1 47,5 54,3 1800-1814 56,3 42,7 68,4 62,7 62,6 1815-1864 44,6 34,7 34,8 29,8 40,8 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

En el intervalo 1750-1864, la intensidad promedio de la sobremortalidad de párvulos fue de 45,7 en Burgos, de 42,2 en Ávila, de 48,6 en Guadalajara, de 44,4 en Albacete y de 51,4 en Ciudad Real. En este caso, la mayor magnitud de la mortalidad catastrófica de menores de ocho años de la última provincia mencionada obedeció principalmente al mayor número de crisis registradas (23 frente a 9 en Burgos, 14 en Ávila, 14 en Guadalajara y 19 en Albacete). Salvo en Burgos, las catástrofes demográficas de la población más joven fueron, en promedio, de más entidad en el siglo XVIII que entre 1815 y 1864. La máxima severidad de estos fenómenos, menos en Ávila, aconteció en el intervalo 1800-1814, pero se trató, excepto en el caso de Albacete, de desastres de bastante menor magnitud que los sufridos, en el mismo lapso, por la población adulta (véase el Cuadro 4). Cuadro 7. Índices sintéticos de las crisis de mortalidad adulta (muestras pequeñas) en cinco provincias castellanas (1700-1864) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 131,8 184,3 344,3 236,5 213,9 1725-1749 257,1 298,5 346,6 98,2 159,3 1750-1774 116,7 107,1 28,0 191,6 109,5 1775-1799 29,7 34,0 195,3 132,3 274,0 1800-1814 1.158,3 875,7 863,5 710,8 462,2 1815-1839 123,9 252,1 187,5 280,4 218,2 1840-1864 153,8 86,7 265,3 169,1 105,5 1700-1749 388,9 482,8 690,9 334,7 373,2 1750-1799 146,5 141,1 223,3 323,9 383,5 1815-1864 277,7 338,8 452,8 449,5 323,7 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

20

Los Cuadros 5 y 7 nos permiten comparar adecuadamente, en cada una de las provincias, la importancia y evolución de la mortalidad catastrófica de adultos y párvulos. De 1700 a 1864, el índice sintético de la de los primeros superó al de la de los segundos en un 63,6 % en Burgos, en un 43,7 % en Ávila y en un 62,0 % en Guadalajara; de 1750 a 1864, esa misma diferencia alcanzó el 42,2 % en Albacete. Ciudad Real, una vez más, constituye una excepción: en este territorio, entre 1750 y 1864, el índice sintético de las crisis de mortalidad de párvulos rebasó al de las de adultos en un 20,1 %. Nuestra muestra de provincias resulta demasiado exigua para encontrar regularidades y explicaciones al respecto; no obstante, también niveles relativamente altos de mortalidad infantil y juvenil, tanto “ordinaria” como “extraordinaria”, los hallamos en otros territorios de agudos contrastes térmicos y de fuertes desigualdades económicas37.

Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

En cuanto al movimiento a largo plazo de los índices sintéticos, el rasgo más sobresaliente, a nuestro juicio, radica en que los de los párvulos descendieron de manera más pronunciada que los de los adultos. En 1815-1864, el promedio de los índices de las cinco provincias era de 191,5 en el caso de los primeros y de 368,5 en el de los segundos. Los diferenciales entre la magnitud de las crisis de adultos y niños eran ahora, en pleno siglo XIX, mucho mayores que los existentes en la primera mitad del Setecientos, a juzgar por las cifras de tres de los cinco territorios estudiados, y, frente Sobre las relaciones entre diferenciales térmicos y mortalidad infantil, véase Muñoz Pradas (2005: 183-205). 37

21

a lo ocurrido en la segunda mitad del siglo XVIII, se habían vuelto decididamente en contra de la población adulta. En el Cuadro 8 hemos reflejado las dimensiones de las cinco mayores crisis de mortalidad general habidas en las cinco provincias en el período 1700-1864 (Burgos, Ávila y Guadalajara) o en el lapso 1750-1864 (Albacete y Ciudad Real). Cuadro 8. Las mayores sobremortalidades en cinco provincias castellanas, 1700-1864 ó 1750-1864 (en %) Años

Burgos

Años

Ávila

1706-1707 76,2 1729-1730 101,9 1741-1742 119,4 1748-1750 101,8 1803-1805 319,0 1804-1806 145,7 1834 1812-1814 183,5 83,0 1855 1832-1833 166,5 60,7 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

Años

Guadalajara

Años

Albacete

Años

Ciudad Real

1706-1708 1729-1730 1786-1787 1803-1805 1855

196,0 127,9 122,2 281,1 127,2

1802-1804 1809 1834 1838 1855

167,0 58,4 88,1 78,2 71,6

1785-1787 1803-1804 1809 1831-1832 1838

224,0 122,1 155,2 73,3 71,3

La cronología de las grandes crisis de mortalidad en la España interior es bien conocida38. Las cifras del Cuadro 8 confirman que, durante el Setecientos y el Ochocientos, la mayor de todas ellas fue la que se desencadenó en los primeros años del siglo XIX, crisis que provocó estragos de especial magnitud en Burgos y Guadalajara. No obstante, en Ávila y Ciudad Real hubo otras catástrofes demográficas más virulentas: en la primera, la del trienio 1812-1814 y la de 1832-1834; en la segunda, el ataque palúdico de 1785-1787. Entre 1700 y 1749, las catástrofes demográficas generalizadas de mayor magnitud fueron las de 1706-1708 y 1729-1730. En la segunda mitad del siglo XVIII, sólo aparece una crisis en este ranking y, además, en únicamente dos provincias (las tercianas de 1785-1787 en Guadalajara y Ciudad Real). En la década y media inicial del siglo XIX, aparte de la ya citada crisis de 18021806, destacan las de 1809 (especialmente grave en Ciudad Real) y la de 1812-1814 (la más dramática en Ávila). Entre 1815 y 1864, las principales crisis se registraron en el primer lustro de la década de 1830 (al cólera de 1834 le precedieron altos niveles de mortalidad en varias provincias), en 1838 y en 1855. Sin duda, las epidemias de cólera marcaron la mortalidad catastrófica en la España interior en este período. El tifus (1706-1708, 1729-1730 y 1802-1805), el paludismo (1785-1787 y 1802-1805) y las crisis de subsistencias (1706-1708, 1729-1730, 1802-1805 y 1812-1814) habían tenido un relevante protagonismo en los desastres demográficos del siglo XVIII y de comienzos del XIX. Después de la Guerra de la Independencia, las crisis de mortalidad, sobre todo las de la población adulta, siguieron teniendo una importancia nada desdeñable, pero las causas de los estragos parecen ser bastante diferentes de las de antaño. De las crisis demográficas, la elevación brusca de la mortalidad casi siempre constituía el elemento más importante, pero no el único. El vertiginoso ascenso del

38

Gracias fundamentalmente al libro ya clásico de Pérez Moreda (1980).

22

número de defunciones solía ir acompañado de una contracción de las nupcias y de las concepciones. Por tanto, las crisis de mortalidad en un año concreto provocaban una caída de los nacimientos en ese mismo año y, sobre todo, en el siguiente 39. Aún no hemos construido series anuales de nupcias, pero sí contamos con información acerca del número de defunciones y de bautizados en todos los núcleos de las distintas muestras provinciales. De modo que estamos en condiciones de elaborar un indicador algo más completo de las secuelas de las crisis demográficas que integre dos de los elementos básicos de éstas: el alza de los óbitos y el descenso de los nacimientos40. El índice que proponemos es una especie de saldo vegetativo de las crisis. Se calcula de la manera que indica la expresión siguiente, de modo que dicho saldo vegetativo se expresa en porcentaje de un promedio ponderado de bautizados en n y en n+141.

En este trabajo sólo vamos a emplear tal índice de crisis de mortalidad y de natalidad para los episodios de elevación más brusca de las defunciones recogidos en el Cuadro 842. Cuadro 9. Saldos vegetativos negativos en las cinco mayores crisis de mortalidad de cinco provincias castellanas, en porcentaje de los bautizados (1700-1864 ó 1750-1864) Años

Burgos

Años

Ávila

Años

Guadalajara

Años

Albacete

Años

Ciudad Real

1706-1707 53,2 1729-1730 85,1 1706-1708 1802-1804 171,0 1785-1787 165,7 273,4 1741-1742 58,6 1748-1750 92,7 1729-1730 1809 1803-1804 227,1 103,4 17,9 1803-1805 433,5 1804-1806 302,2 1786-1787 1834 1809 108,4 38,8 149,1 1834 1812-1814 79,3 1803-1805 1838 1831-1832 59,1 613,3 45,9 19,8 1855 1832-1833 115,7 1855 1855 1838 19,2 77,5 17,7 50,1 Fuentes: Libros de bautizados y de defunciones, Archivos Diocesanos de Burgos, Ávila, Sigüenza, Al-

39

Bernat y Badenes (1988: 543-546).

Ya Del Panta y Livi Bacci propusieron calcular las ratios entre defunciones y bautismos para determinar y medir el alcance de las crisis demográficas (Del Panta y Livi Bacci, 1977: 402). En el trabajo citado, ellos no lo hicieron porque carecían de series de bautismos para buena parte de las localidades de la muestra que empleaban. Moll, Segura y Suau, y Bernat y Badenes han elaborado índices completos de crisis demográficas que incorporan todas las series vitales: nacimientos, óbitos y nupcias (Moll, Segura y Suau, 1983: 36-40; Bernat y Badenes, 1988: 543-546). 40

Suponiendo que los efectos de las crisis sobre las concepciones se distribuyesen de manera homogénea en el transcurso del año, cabe esperar que las secuelas sobre los nacimientos fuesen bastante mayores en el siguiente al de la crisis que en el de ésta. Estas ponderaciones de 0,25 y 0,75 (en tantos por uno) para n y n+1, respectivamente, podrían retocarse si conociésemos la distribución mensual de concepciones y alumbramientos, y la estacionalidad de cada crisis de mortalidad. 41

Para aplicar íntegramente este índice habría que determinar todas las crisis de natalidad, ya que algunas de éstas no coincidieron con un alza violenta de las defunciones. En todo caso, es indudable que los saldos vegetativos negativos severos casi siempre obedecieron, en lo fundamental, a la fuerte elevación de los óbitos. 42

23

bacete y Ciudad Real, y https://familysearch.org.

El nuevo índice, que integra mortalidad y natalidad, realza aún más la capital importancia de las crisis demográficas de los primeros años del siglo XIX, que ahora aparecen de manera muy destacada en cabeza de todos los rankings provinciales. El tifus, el paludismo, otras epidemias y la repetición de malas cosechas fueron ingredientes esenciales de la crisis del 1802-1806 en la Castilla interior, pero a ellos se sumaron otras contingencias. Una, la incapacidad de pósitos y ayuntamientos para afrontar el problema de la escasez de alimentos (por la grave situación financiera que padecían tras las fuertes exacciones que los gobiernos les habían impuesto para que contribuyesen a la financiación de las guerras contra Francia e Inglaterra); dos, la poca eficacia de la administración central para proporcionar a las plazas interiores granos extranjeros con la rapidez necesaria; y tres, la fuerte resistencia social a los movimientos de cereales en el espacio (fenómeno que el relativo debilitamiento de las oligarquías locales del Antiguo Régimen hizo posible), que perturbó el funcionamiento de los mercados. El resultado consistió en un grado de carestía, en numerosas zonas, bastante mayor del que habría acaecido si no hubiesen concurrido tan excepcionales circunstancias de índole política y social43. Hasta ahora hemos estado inmersos en un mundo estrecho: el de la mortalidad catastrófica. Queremos a continuación ampliar algo nuestro horizonte situando la trayectoria de las crisis en el contexto de los movimientos a largo plazo en la mortalidad general. 4. Las crisis de mortalidad en el contexto de la mortalidad general ¿Cómo evolucionó en el largo plazo la mortalidad general en los distintos territorios castellanos? El Cuadro 10, en el que hemos reproducido las ratios defunciones/bautizados en períodos de quince, veinticinco y cincuenta años44, apunta a que la mortalidad tendió a decrecer desde mediados del siglo XVIII, si bien ese movimiento a la baja se vio interrumpido transitoriamente por el violento repunte de dicha variable en la década y media inicial del Ochocientos. De 1700-1749 a 1815-1864, el cociente defunciones/bautizados retrocedió un 21,7 % en Ávila, un 16,4 % en Guadalajara y un 15,2 % en Burgos. En Albacete y Ciudad Real, varios indicios sugieren que la caída fue de proporciones parecidas45. El movimiento a la baja se concentró en dos períodos: en la segunda mitad del siglo XVIII y en el intervalo 1815-1829. En la mortalidad de los territorios castellanos, desde la década de 1830 hasta las postrimerías del Ochocientos, no parece haber tenido Sobre la crisis de 1803-1805, véanse García Sanz (1977: 430-440); Pérez Moreda (1980: 377-378); Castro (1987: 167-171); Llopis (2012). Sobre la crisis de los pósitos, Anes (1969: 88-94). 43

Cocientes que se emplean aquí como proxy del movimiento a largo plazo de la tasa de mortalidad. Las virtualidades y los problemas de este indicador se describen de manera pormenorizada en Llopis, Bernardos y Velasco (2013). 44

45

Véase Abarca, Bernardos, Llopis, Sebastián y Velasco (2013).

24

lugar una nueva fase de tendencia descendente en el largo plazo46. En todo caso, en los cincuenta años posteriores a 1814, los niveles de la ratio defunciones/bautizados fueron claramente inferiores a los de la primera mitad del siglo XVIII. Cuadro 10. Ratios total de defunciones/bautizados en cinco provincias castellanas, 1700-1864 (en %) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 91,5 93,7 96,3 ----1725-1749 93,6 103,6 97,4 ----1750-1774 87,9 88,9 84,7 84,4 84,8 1775-1799 83,5 87,3 87,9 79,5 84,8 1800-1814 113,5 116,5 116,1 96,9 112,5 1815-1839 77,8 77,1 80,6 78,0 73,2 1840-1864 79,1 77,9 81,5 72,3 75,1 1700-1749 92,6 99,0 96,9 ----1750-1799 85,6 88,0 86,4 81,8 84,8 1815-1864 78,5 77,5 81,0 74,9 74,2 Fuentes: Llopis, Bernardos y Velasco (2013); Abarca (2012); Libros de bautizados y de defunciones, Archivos Diocesanos de Burgos, Ávila, Sigüenza, Albacete y Ciudad Real, y https://familysearch.org.

Antes de estudiar el papel de la mitigación de las crisis en tal reducción, veamos las trayectorias de la contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad total en los distintos espacios castellanos que nos ocupan entre 1700 y 1864 (sólo desde 1750 en Albacete y Ciudad Real). Cuadro 11. Contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad total en cinco provincias castellanas, 1700-1864 (en %) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 6,6 4,0 9,6 ----1725-1749 10,6 10,4 9,9 ----1750-1774 1,2 4,2 5,1 5,3 4,3 1775-1799 1,1 3,7 4,8 3,1 9,2 1800-1814 20,1 17,4 18,1 12,7 11,9 1815-1839 3,4 7,7 4,9 6,9 5,2 1840-1864 3,6 0,0 5,4 3,0 4,6 1700-1749 8,7 6,4 9,7 ----1750-1799 1,1 4,0 4,9 4,1 6,9 1815-1864 3,5 3,5 5,1 4,8 4,9 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1. Es más, de 1840-1864 a 1865-1889, la ratio defunciones/bautizados se elevó ligeramente: un 0,6 % en Ávila y un 3,6 % en Guadalajara. Entre esos dos tramos, es probable que la tasa de natalidad descendiera algo en esos territorios. Por tanto, el movimiento a la baja de dicho cociente es compatible con un estancamiento o, incluso, con una minúscula caída de la tasa de mortalidad en esas zonas castellanas. En cualquier caso, la tendencia a largo plazo de las tasas de supervivencia de la población de la España interior, desde la década de 1830 hasta la de 1880, no fue al alza. 46

25

El Cuadro 11 pone de manifiesto que, como ya señalara hace mucho tiempo Pérez Moreda47, la aportación de la mortalidad catastrófica a la mortalidad total siempre fue minoritaria. No obstante, su peso relativo registró cambios relevantes en el transcurso de los siglos XVIII y XIX: 1) decreció notable (Ávila) o muy notablemente (Guadalajara y, sobre todo, Burgos) en la segunda mitad del Setecientos; 2) ascendió vertiginosamente en los primeros quince años del Ochocientos, hasta el punto de que, en ese intervalo, superó el 15 (Ávila y Guadalajara) o, incluso, el 20 % (Burgos); y, 3) de 1815 a 1864, retornó a niveles no muy distintos a los de 1750-1799, mayores en Burgos y ligeramente superiores en Guadalajara y Albacete, pero menores en Ávila y, sobre todo, en Ciudad Real. De modo que la fase clave de pérdida de importancia relativa de la mortalidad catastrófica fue la segunda mitad del siglo XVIII. De 1700 a 1864, las defunciones “extraordinarias” supusieron el 6,1, el 6,3 y el 7,7 % de las totales en Burgos, Ávila y Guadalajara, respectivamente. Entre 1750 y 1864, tales porcentajes fueron del 5,1 % en Burgos, del 5,9 % en Ávila, del 7,0 % en Guadalajara, del 5,7 % en Albacete y del 6,8 % en Ciudad Real. En consecuencia, la importancia relativa de las crisis de mortalidad fue algo mayor en Guadalajara y en Ciudad Real que en las otras tres provincias objeto de estudio. Los Cuadros 12 y 13 permiten comparar en el espacio y en el tiempo el peso relativo de la mortalidad catastrófica de adultos y párvulos en el total de defunciones de unos y otros en 1700-1864 o en 1750-1864. Cuadro 12. Contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad de adultos en cinco provincias castellanas, 1700-1864 (en %) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 5,1 7,5 14,8 9,2 8,8 1725-1749 9,5 10,8 12,3 3,9 7,7 1750-1774 4,5 4,2 1,2 6,9 6,5 1775-1799 1,1 1,2 7,7 5,3 10,5 1800-1814 34,0 26,3 29,5 23,1 22,3 1815-1839 5,7 10,3 7,7 10,7 9,0 1840-1864 5,8 3,7 10,4 5,3 7,1 1700-1749 7,4 9,4 13,5 6,3 8,2 1750-1799 2,8 2,7 4,7 6,1 8,6 1815-1864 5,8 6,7 9,2 8,0 8,0 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

La aportación de la mortalidad catastrófica a la total fue claramente mayor en la población adulta que en la parvularia. En la primera, de 1750 a 1864, las defunciones “extraordinarias” significaron el 9,6 % en Burgos, el 8,5 % en Ávila, el 10,9 % en Guadalajara, el 9,8 % en Albacete y el 10,9 % en Ciudad Real48; en la segunda, esos 47

Pérez Moreda (1980: 16 y 471).

De 1700 a 1864, estos porcentajes fueron del 9,0 % en Burgos, del 8,7 % en Ávila, del 11,6 % en Guadalajara, del 9,1 % en Albacete y del 10,2 % en Ciudad Real. 48

26

porcentajes alcanzaron, en el mismo intervalo, el 3,4, el 4,8, el 5,9, el 6,5 y el 9,3 %, respectivamente49. Cuadro 13. Contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad de párvulos en cinco provincias castellanas, 1700-1864 (en %) Burgos Ávila Guadalajara Albacete Ciudad Real Períodos (24 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) 1700-1724 9,2 6,8 9,8 ----1725-1749 9,3 9,7 8,2 ----1750-1774 1,0 2,8 6,2 11,2 7,4 1775-1799 1,1 5,3 5,5 9,8 13,5 1800-1814 13,6 12,1 13,1 7,9 18,7 1815-1839 2,6 5,5 5,9 2,7 8,4 1840-1864 2,8 1,1 2,0 3,2 3,0 1700-1749 9,3 8,4 9,0 ----1750-1799 1,0 4,1 5,8 10,5 10,7 1815-1864 2,7 3,1 3,9 2,9 5,4 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

La pérdida de importancia relativa de las crisis fue bastante mayor entre los niños menores de ocho años que entre los adultos; es más, en el seno de estos últimos, de 1700-1749 a 1815-1864, el porcentaje que representaban los óbitos “extraordinarios” aumentó en Albacete y apenas disminuyó en Ciudad Real. Entre la primera y la segunda mitad del siglo XVIII, el peso relativo de la mortalidad catastrófica de adultos disminuyó notablemente en Burgos, Ávila y Guadalajara (los porcentajes cayeron un 62,2, un 71,3 y un 65,2 %, respectivamente), pero apenas se redujo en Albacete (un 3,2 %) y creció ligeramente en Ciudad Real (un 4,7 %). Entre los mismos intervalos, también descendió notablemente la importancia relativa de las crisis en la mortalidad de párvulos en Burgos, Ávila y Guadalajara (un 89,2, un 51,2 y un 35,6 %, respectivamente). El brusco repunte alcista de la mortalidad catastrófica en la primera década y media del siglo XIX afectó bastante más a la población adulta que a la parvularia. En 1800-1814, la contribución de las defunciones “extraordinarias” a las totales osciló en la primera entre el 22,3 % de Ciudad Real y el 34,0 % de Burgos, mientras que en la segunda se movió entre el 7,9 % de Albacete y el 18,7 % de Ciudad Real. El tifus, el paludismo y la carestía de 1803-1805 afectaron más a la población adulta que a la infantil. Los Cuadros 12 y 13 confirman algo que ya habíamos observado anteriormente desde otra óptica: la mortalidad catastrófica adulta y la parvularia tuvieron comportamientos diferentes después de la Guerra de la Independencia: de 1750-1799 a 1815-1864, la última retrocedió en términos relativos en cuatro de las cinco provincias consideradas (y en Burgos, la excepción, las defunciones “extraordinarias” represenEntre 1700 y 1864, la contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad total fue del 5,0 % en Burgos, del 5,6 % en Ávila y del 6,6 % en Guadalajara. 49

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taban un ridículo 1,0 % en la segunda mitad del siglo XVIII), mientras que la primera aumentó su protagonismo en cuatro de los cinco territorios (Ciudad Real, donde el paludismo de 1785-1787 había provocado enormes destrozos, vuelve a romper el patrón general). En síntesis, la importancia relativa de la mortalidad catastrófica era mayor en la población adulta que en la infantil y descendió más en el caso de la segunda que en el de la primera; además, la contribución de los óbitos “extraordinarios” al total de los mismos, tanto en la población adulta como, sobre todo, en la parvularia, era mayor en las provincias de la Meseta meridional que en las de la septentrional. ¿Qué papel desempeñó la mortalidad catastrófica en el declive de la mortalidad general en los siglos XVIII y XIX? El Cuadro 14, en el que hemos descompuesto la ratio defunciones/bautizados en defunciones “extraordinarias”/bautizados y defunciones “ordinarias”/bautizados, nos permite disponer de algunos elementos para responder a dicho interrogante. Cuadro 14. Ratios defunciones "extraordinarias"/bautismos y defunciones "ordinarias"/bautismos en cinco provincias castellanas, en porcentaje, 1700-1864 (en %) Defunciones Defunciones Defunciones Defunciones Defunciones Defunciones "extraordina"extraordina"extraordina"ordina"ordina"ordinanananarias"/bautis rias"/bautis rias"/bautis rias"/bautis rias"/bautis rias"/bautis mos mos mos mos mos mos Burgos Burgos Ávila Ávila Guadalajara Guadalajara Períodos (24 pueblos) (24 pueblos) (22 pueblos) (22 pueblos) (19 pueblos) (19 pueblos) 1700-1724 6,1 85,4 3,8 90,0 9,2 87,1 1725-1749 9,9 83,7 10,7 92,9 9,6 87,8 1750-1774 1,1 86,9 3,8 85,1 4,3 80,4 1775-1799 0,9 82,6 3,3 84,0 4,2 83,7 1800-1814 22,8 90,7 20,3 96,3 21,1 95,0 1815-1839 2,6 75,2 5,9 71,2 3,9 76,7 1840-1864 2,8 76,2 0,0 77,9 4,4 77,1 1700-1749 8,1 84,5 7,5 91,5 9,4 87,5 1750-1799 1,0 84,6 3,5 84,5 4,2 82,2 1815-1864 2,7 75,7 2,7 74,8 4,1 76,9 Albacete Albacete Ciudad Real Ciudad Real Períodos (9 pueblos) (9 pueblos) (11 pueblos) (11 pueblos) 1750-1774 4,2 74,3 3,6 81,2 1775-1799 2,5 77,6 7,8 77,0 1800-1814 12,3 84,3 13,4 99,2 1815-1839 5,1 69,4 3,8 69,4 1840-1864 2,1 68,6 3,5 71,6 1750-1799 3,2 76,1 5,9 78,9 1815-1864 3,5 69,0 3,6 70,6 Fuentes: Las mismas del Cuadro 1.

En el largo plazo, el incremento de las tasas de supervivencia en la mayor parte de los territorios castellanos aquí estudiados obedeció bastante más a la modera28

ción de la mortalidad ordinaria que al descenso de la catastrófica: de 1700-1749 a 1815-1864, la contribución de aquélla al retroceso de la ratio defunciones/bautizados fue del 62,0 % en Burgos, del 77,7 % en Ávila y del 66,7 % en Guadalajara. Si comparamos la segunda mitad del siglo XVIII con el intervalo 1815-1864, tales porcentajes alcanzaron más del 100 % en Burgos y Albacete (provincias en las que el cociente defunciones “extraordinarias”/bautizados aumentó entre esos dos períodos), al 92,4 % en Ávila, al 98,1 % en Guadalajara y al 78,3 % en Ciudad Real. De modo que la aportación del descenso de la mortalidad catastrófica a la moderación de la mortalidad general sólo fue importante en la segunda mitad del siglo XVIII, pese a lo cual también entonces el máximo protagonismo en el incremento de las tasas de supervivencia de la población correspondió a la disminución de la mortalidad ordinaria. En Francia y en Inglaterra, el retroceso de la mortalidad catastrófica desempeñó un papel aún más secundario en el declive de la mortalidad general en la primera fase de la transición demográfica. Hacia mediados del siglo XVIII aquélla ya suponía, en ambos países, menos del 5 % de esta última. Después, dicho porcentaje se situó por debajo del 1 % en Inglaterra y del 2,5 % en Francia. Fue, sin duda, la disminución de la mortalidad ordinaria la clave fundamental del aumento de la esperanza de vida en dichos países en la segunda mitad del siglo XVIII y en las primeras décadas del siglo XIX50. En la violenta inflexión al alza de la mortalidad en la década y media inicial del siglo XIX, las crisis sí desempeñaron un papel preponderante en la mayoría de las provincias observadas: de 1750-1799 a 1800-1814, la brutal elevación de la mortalidad catastrófica da cuenta del 78,1 % del aumento de la ratio defunciones/bautizados en Burgos, del 58,7 % en Ávila, del 56,9 % en Guadalajara, del 52,6 % en Albacete y del 27,0 % en Ciudad Real. En esta última, las sobremortalidades de los primeros quince años del siglo XIX parecen haberse distribuido en el tiempo de una manera menos concentrada que en los restantes territorios estudiados. Sin duda, los resultados obtenidos, tanto en lo que atañe a los índices sintéticos como al peso relativo de la mortalidad catastrófica y a su papel en el declive de la mortalidad general en el largo plazo, no son ajenos al criterio empleado en la determinación de las crisis. Ahora bien, recordemos que el umbral de sobremortalidad que aquí hemos fijado resulta inferior al empleado habitualmente en la literatura internacional y en la española. Si hubiésemos usado, por ejemplo, el listón del 30 % que propone Flinn para las series supralocales, los índices sintéticos habrían sido inferiores, el peso relativo de la mortalidad catastrófica habría alcanzado cotas aún más bajas y el protagonismo de esta última en el declive de la mortalidad general habría sido más reducido del que se infiere de nuestras cifras. En definitiva, en investigaciones futuras habremos de centrar nuestra atención en la mortalidad ordinaria si queremos profundizar en nuestros conocimientos sobre la dinámica demográfica de los territorios castellanos en los siglos XVIII y XIX.

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Fogel (1997: 440-445).

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5. Carestías y mortalidad Como se dijo más arriba, este apartado se dedica a establecer la posible asociación existente entre las grandes carestías (las mayores elevaciones de los precios anuales del trigo sobre la media móvil) y las crisis de mortalidad más intensas localizables en las series de defunciones de adultos de las muestras correspondientes a las provincias de Ávila y Burgos. Esta es la aportación original del análisis en este trabajo, a la que se unirán los resultados procedentes de estudios similares efectuados sobre muestras procedentes de las provincias de Segovia, Cantabria y Vizcaya, al objeto de comparar unos y otros, y de llegar a conclusiones generales sobre el alcance de las grandes mortandades y su relación con las grandes carestías en una región más amplia de la mitad septentrional de la antigua corona castellana. Obsérvense, en primer lugar, los Cuadros 15 y 16, que recogen por orden de intensidad decreciente las mayores crisis de mortalidad adulta habidas en Ávila, entre 1705 y 1836, y en Burgos, de 1705 a 1813, mostrándose, en cada caso, la elevación simultánea del precio del trigo en el mismo año de la sobremortalidad (fecha t o lag 0) y en el año anterior (fecha t-1). Cuadro 15. Influencia de la carestía sobre las grandes mortandades. Crisis de mortalidad en orden de intensidad descendente, Ávila (1705-1836) ∆% ∆% ∆% Crisis de mortalidad Precio del trigo Precio del trigo Mortalidad adulta Fecha t Fecha t-1 Fecha t Fecha t 1804 25,10 107,02 96,67 1805 107,02 47,23 70,22 1812 22,81 126,12 80,57 1813 126,12 135,71 69,31 1832 -3,68 -10,75 41,82 1833 -10,75 26,92 60,53 1834 26,92 3,13 31,25 1762 34,75 24,41 17,19 1763 24,41 12,79 55,83 1764 12,79 3,25 20,83 1741 0,40 17,40 22,63 1742 17,40 24,18 47,50 1729 -20,36 21,05 40,12 1730 21,05 13,41 45,38 1748 -26,10 7,00 29,65 1749 7,00 26,08 27,35 1750 26,08 16,53 37,91 1707 -7,41 14,86 34,43 1708 14,86 -3,41 37,58 1709 -3,41 31,52 12,55 1724 69,82 35,46 30,88 Fuentes: Archivo Diocesano de Ávila, Libros de defunciones y de la Fábrica de la Iglesia de San Nicolás de Arévalo.

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Téngase en cuenta que, tanto en estos cuadros como en los siguientes, nos encontramos con casos muy frecuentes de dos o más años consecutivos de crisis de mortalidad o de carestía, lo que abre distintas alternativas metodológicas al tratamiento estadístico de la relación entre las variaciones anuales de ambas variables y su respectivos lags o retardos, cuestión aún abierta y a la que no damos de momento ninguna solución definitiva o preferible. Cuadro 16. Influencia de la carestía sobre las grandes mortandades. Crisis de mortalidad en orden de intensidad descendente, Burgos (1705-1813) ∆% ∆% ∆% Crisis de mortalidad Precio del trigo Precio del trigo Mortalidad adulta Fecha t Fecha t-1 Fecha t Fecha t 1803 31,46 43,28 45,04 1804 43,28 124,46 183,15 1805 124,46 54,82 23,70 1741 4,21 21,88 22,94 1742 21,88 28,38 52,07 1812 86,01 170,30 47,90 1813 170,30 --37,83 1707 -35,12 -16,46 42,98 1708 -16,46 -35,92 26,00 1719 -2,53 -17,97 40,25 1763 19,52 0,57 38,68 1764 0,57 34,77 35,55 1749 19,21 -1,35 35,15 1735 49,46 34,57 30,22 Fuentes: Archivo Diocesano de Burgos, Libros de defunciones y de la Fábrica de la Iglesia de Santa Águeda de Burgos.

Los nueve años o períodos de crisis intensa que se registran en la provincia de Ávila, o las ocho mayores mortandades observadas en la de Burgos, alcanzan siempre más del 30 % de incremento de la mortalidad sobre el nivel ordinario de la misma en cada año de crisis o, al menos, en alguno —y, generalmente, en todos o casi todos— los años sucesivos de un lapso de 2-3 años de sobremortalidad. Observando el comportamiento de los precios en cada una de las fechas (t) y en el año anterior (t1) se comprueba ya de esta forma la principal conclusión a que se llegará en este apartado del trabajo: sólo las grandes mortandades (las del período napoleónico, en especial 1803-1804 y 1812-1813) aparecen claramente asociadas a importantes incrementos simultáneos y/o inmediatamente anteriores de los precios. En Ávila, ni la sobremortalidad de los años del primer cólera (1833-1834), ni la del primer quinquenio de los años 60 del siglo XVIII, pudieron verse influidas por alteraciones especialmente agudas del precio de los cereales (sólo la carestía de 1761, tal vez, pudo tener algún efecto sobre la mortalidad de 1762 y, acumulada al incremento de los precios de los dos años siguientes, sobre la de los dos posteriores). No obstante, alguna de las crisis de mortalidad de menor intensidad entre las nueve mayores aquí registradas (con31

cretamente, la de 1724) sí que se vio acompañada, y precedida, de una carestía de importancia, de las mayores del siglo en la provincia.

Fuentes: Las mismas del Cuadro 15.

Fuentes: Las mismas del Cuadro 16.

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En el caso de Burgos, donde la observación de las crisis de mortalidad asociadas a carestías alcanza sólo hasta la de 1812-1813, ocurre algo similar. Sólo esta última, y la de 1803-1804, se ven acompañadas o precedidas de notables incrementos del precio del trigo; cabría añadir una de las menores registradas, la de 1735, asociada a una carestía también de cierta importancia en esa fecha y en el año anterior. La forma habitual de proceder al análisis de la correspondencia entre carestía y crisis de mortalidad no ha consistido, sin embargo, en examinar el componente alimentario (la influencia de la carestía) en las mayores crisis de mortalidad; sino que, partiendo de la identificación de las mayores carestías de un determinado período, ha tratado de detectar o medir su repercusión en la mortalidad (adulta) simultánea o inmediatamente posterior. Este es el procedimiento empleado por Schofield y adoptado en otros trabajos previos anteriormente citados, y así se hará a continuación, aunque podemos adelantar que los resultados obtenidos son similares, pues se trata, evidentemente, de enfoques de análisis muy próximos entre sí: respectivamente, el examen de las posibles causas alimentarias presentes en las grandes mortandades, o el de la repercusión demográfica —en la mortalidad— de las mayores carestías. En primer lugar, se identifican por orden descendente las mayores carestías del período, y se examina el incremento porcentual de la mortalidad adulta respecto a la media móvil en el año de la crisis (lag 0 o fecha t) y en el año siguiente (lag 1 o fecha t+1). Hay que advertir que hemos descartado los valores de la mortalidad en el lag 2 (t+2), porque son por lo común incrementos mínimos o, en la mayor parte de los casos, valores negativos, debido al efecto compensación o "rebote" —caída de la mortalidad después de uno o dos años de fuerte subida—, muy lógico desde el punto de vista demográfico y comprobado en todos los estudios realizados con este método o con técnicas econométricas más sofisticadas. En el tratamiento de las carestías (incrementos del precio anual) registradas a lo largo de dos o más años consecutivos y sus repercusiones simultáneas o retardadas en la mortalidad, surgen varias alternativas de análisis. Todas ellas arrojan resultados similares, aunque la ordenación por intensidad decreciente de los precios anuales varíe ligeramente en cada provincia si calculamos el incremento medio de los precios durante dos o tres años, o bien el crecimiento acumulado de los mismos durante el lapso correspondiente. Mostraremos, en los cuadros y gráficos siguientes, ambas posibilidades de análisis para nuestras muestras de Ávila y Burgos. Para Ávila, compararemos el crecimiento medio de los precios en el año o años de carestía con el incremento acumulado de la mortalidad adulta en las fechas t y t+1 (lags 0 y 1), esto es, lo que se conoce también como la "suma de lags". Para Burgos, contrastaremos el crecimiento acumulado de los precios en el año o años de carestía con el impacto acumulado sobre la mortalidad durante dos años sucesivos (lags 0 y 1 o fechas t y t+1). En Ávila, en todo caso, las verdaderas (casi únicas) carestías con efectos aparentes realmente notables sobre la mortalidad fueron las de 1804-1805 y 1812-1813. Las tres siguientes en intensidad, la de 1789 —o 1787-1789—, la de 1723-1724 y la de 1709-1711, también deben tenerse en cuenta, aunque su impacto sobre la mortalidad, 33

se mida como se mida, resulta mucho menor. Y algunas de las carestías menos intensas incluidas en el Cuadro 17 (la de 1761-1762, o la de 1779-1780), aun siendo las menores de las mayores, también revelan posibles repercusiones sobre la mortalidad de cierta relevancia. Hay que advertir que se han seleccionado como las carestías más importantes las elevaciones de los precios que igualan o superan el 30 % de incremento sobre la media móvil de once años centrada en cada fecha (o, al menos, en algunos de los años de crisis consecutivos). A ellas hay que añadir la de los años 16991700, que son de carestía, gran carestía incluso, en Ávila (y también en Segovia), aunque para la primera provincia no se han recogido datos de defunciones de las últimas fechas del siglo XVII que permitan calcular la media móvil en esos dos años, por lo que no figuran en el Cuadro 17. Cuadro 17. Respuesta acumulada de la mortalidad adulta (0-1 lags) ante las grandes carestías (∆ medio de los precios), Ávila (1705-1836) ∑ ∆ (%) ∆ medio (%) Fecha t Mortalidad adulta Precio del trigo (t y t+1) 1812-1813 130,90 157,33 1804-1805 77,10 183,35 1825 54,50 -0,31 1723-1724 52,65 36,75 1770 49,60 11,76 1787-1789 46,83 68,43 1709-1711 43,67 46,70 1753-1755 40,03 -9,96 1798 36,90 5,83 1734-1735 35,75 8,38 1779-1780 30,25 29,50 1761-1762 29,60 60,10 Fuentes: Las mismas del Cuadro 15. Cuadro 18. Respuesta acumulada de la mortalidad adulta (0-1 lags) ante las grandes carestías (∆ acumulado de los precios), Burgos (1705-1813) ∑ ∆ (%) ∑ ∆ (%) Fecha t Mortalidad adulta Precio del trigo (t y t+1) 1811-1812 256,31 82,82 1803-1805 222,55 234,68 1709-1712 132,66 -6,76 1753-1754 103,44 33,70 1734-1735 84,03 14,31 1794-1795 76,22 -0,44 1741-1742 50,27 69,31 1764 34,77 40,35 1735 34,57 24,05 1786 32,23 -4,00 Fuentes: Las mismas del Cuadro 16.

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Fuentes: Las mismas del Cuadro 15.

Fuentes: Las mismas del Cuadro 16.

En el caso de Burgos se han retenido también como años de crisis aquellos en los que el incremento de los precios fue, también, de al menos un 30 % sobre la media 35

móvil (o que lo fue el incremento medio de dos o más años sucesivos). En el Cuadro 18 y en el Gráfico 8, se registra el incremento del precio anual que rebasa dicho límite en una fecha aislada, o el aumento acumulado durante dos o tres fechas sucesivas, y se compara con la "suma de lags" de cada fecha y del año siguiente (de los años de un período y de un año más, en el caso de registrarse carestía en dos o tres años sucesivos). Los principales resultados coinciden con los de Ávila: sólo las grandes carestías de 1803-1805 y 1811-1812 originan, o se ven acompañadas, de grandes crisis de mortalidad. La posible asociación entre el incremento de los precios y el de la mortalidad no aparece en las otras ocho mayores carestías registradas, excepto en la de 1741-1742 y, mucho más tenuemente, en las de 1764 y 1753-1754. Procederemos, por último, a comparar los resultados de Ávila y Burgos con los de las muestras de Segovia, Cantabria y Vizcaya. Obsérvense, al respecto, los Cuadros 19, 20 y 21. Cuadro 19. Las mayores carestías en cinco provincias de la mitad septentrional de la Península51 ordenadas por intensidad decreciente en cada territorio* Ávila Burgos Segovia Cantabria Vizcaya (1696-1836) (1705-1813) (1700-1808) (1680-1860) (1680-1860) 1812-1813 1811-1812** (?)*** 1699-1700 1699-1700 1804-1805 1803-1805 1804-1805 1709-1711 1710-1711 1789 1753-1754 1709-1711 1802-1804 1811-1812 1723-1724 1734-1735 1723-1724 1691-1693 1741-1742 1709-1711 1709-1712 1700 1811-1812 1803-1804 1699-1700 1794-1795 1753-1754 1752 1754 1825 1764 1789 1679 1856 1770 1735 1764 1676-1677 1693 1753-1755 1786 1734 1789 1771 1780 1741-1742 1741 1824 1778 1798 1738 1780 1729 1837 1734-1735 1766 --1740 1821 1761 1773 ----1795 * En Ávila y Burgos, en esta ocasión, el orden de intensidad decreciente lo marca la carestía anual más alta dentro de cada período de crisis. ** La intensidad se ha establecido sobre la media de los cinco años anteriores a cada fecha ya que la serie de precios acaba en 1812. *** No hay datos de precios de Segovia para los años posteriores a 1808. Fuentes: Las de los Cuadros 15 y 16; Pérez Moreda (2010b) y Catalán y Lanza (2013).

La cronología de las principales carestías, como cabía esperar, es muy similar en provincias vecinas, como Ávila y Segovia: comparten nueve de las mayores alzas de los precios (de las trece que aparecen en Ávila, incluyendo la de 1699-1700, y de En Ávila y Segovia, todas las carestías incluidas en el Cuadro 19 alcanzan un incremento anual de los precios sobre la media móvil superior al 30 %. La menor de las carestías vizcaínas que aparecen en dicho cuadro presenta un aumento del 28,5 %. Y las menos intensas de Burgos y Cantabria registran un incremento igual o superior al 20 %. 51

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las diez segovianas, donde la serie es más corta y no ofrece información de precios para 1811-1813, que con toda seguridad también fueron allí años de carestía). Por supuesto, aparecen en distinto orden de importancia en cada provincia (dejando aparte la coincidencia de 1804-1805 al frente de la serie; seguida probablemente, o precedida quizá en ambas provincias, por la de 1811-1813). La coincidencia temporal de las mayores carestías de estos dos territorios con el de Burgos también es notable (en siete ocasiones con Segovia y en seis con Ávila). El cuadro 19 muestra estas coincidencias en la cronología de los mayores incrementos de los precios del trigo en las tres provincias, y mayores diferencias con las provincias norteñas de Cantabria y Vizcaya. Cuadro 20. Extensión de las principales carestías (Carestías comunes en algunas de las cinco provincias) Número de Fechas Provincias en las que se registra carestía provincias 1699-1700 5 Ávila, Burgos (1700)*, Segovia (1700), Cantabria y Vizcaya 1709-1711 5 Ávila, Burgos (1709-12), Segovia, Cantabria y Vizcaya (1710-11) 1804-1805 5 Ávila, Burgos (1803-05), Segovia, Cantabria (1802-04) y Vizcaya (1803-04) 1812-1813 5 Ávila, Burgos, Segovia, Cantabria (1811-12) y Vizcaya (1811-12) 1754-1755 4 Ávila, Burgos (1753-54), Segovia (1754) y Vizcaya (1754) 1734-1735 3 Ávila, Burgos y Segovia (1734) 1741-1742 3 Burgos, Segovia (1741) y Vizcaya 1789 3 Ávila, Segovia y Cantabria 1691-1693 2 Cantabria y Vizcaya (1693) 1723-1724 2 Ávila y Segovia 1764 2 Burgos y Segovia 1780 2 Ávila y Segovia 1794-1795 2 Burgos y Vizcaya (1795) * Hay carestía en Burgos en 1700, aunque no se puede medir su intensidad por faltar información de los años precedentes. Fuentes: Las mismas del Cuadro 19. Cuadro 21. Las mayores crisis alimentarias y de mortalidad en las cinco provincias (Carestías con incremento de la mortalidad adulta simultáneo o diferido un año) Ávila Burgos Segovia Cantabria Vizcaya (1696-1836) (1705-1813) (1700-1808) (1680-1860) (1680-1860) 1679 1692-1693 1693 1699-1700 1699-1700 1709-1711 1710-1711 1723-1724 1741-1742 1741 1741 1753-1754 1764 1780 1780 1789 1789 1789 1795 1804-1805 1803-1805 1804-1805 1802-1804 1803-1804 1812-1813 1811-1812 ? 1811-1812 1811-1812 1837 Fuentes: Las mismas del Cuadro 19.

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En el Cuadro 20 se observa la extensión de las grandes carestías entre finales del siglo XVII y comienzos del XIX, y se detalla cuántas y cuáles fueron las que se manifestaron al mismo tiempo en dos o más de las cinco provincias comparadas. Hubo cuatro grandes carestías comunes a las cinco provincias: las de 1699-1700, 17091711, y las dos grandes crisis de principios del Ochocientos, la de 1804-1805 y la de 1812-1813. Otra más, la de 1754-1755, se extendió por cuatro de estas provincias, todas menos Cantabria; otras tres se registran a la vez en otras tantas provincias, y en cinco ocasiones más la carestía apareció simultáneamente en dos de las provincias examinadas. Por último, el Cuadro 21 enumera las pocas crisis de mortalidad que, en el conjunto de las cinco provincias aludidas, podemos calificar como crisis de naturaleza alimentaria, puesto que coinciden en ellas simultáneamente la elevación de la mortalidad adulta con una importante carestía simultánea o inmediatamente anterior. En las provincias costeras (Cantabria y Vizcaya) las crisis de esta naturaleza se concentran en los años finales del siglo XVII y en los primeros del XVIII (1679, 1693, 16991700 y 1709-1711). En más de una de las muestras provinciales de la meseta norte, son crisis de mortalidad con muy probable influencia de la carestía, las de 1741-1742, 1780 y 1789, esta última presente también en Cantabria, y la de 1741 en Vizcaya. De forma aislada, en una sola provincia, se manifiestan de esta probable naturaleza alimentaria las mortandades de 1723-1724, 1753-1754, 1764 y, en relación con la Guerra de la Convención, la de 1795 en Vizcaya. Una vez más, y con carácter general en todas las provincias observadas, aparecen como las grandes mortandades del período, acompañadas por grandes carestías, las mayores crisis de los siglos finales del Antiguo Régimen español, las de los años 1803-1805 y 1811-1813. 6. Conclusiones Las conclusiones de este trabajo no son aplicables a todo el espacio de ambas Mesetas, pero sí a las extensas áreas del mismo, rotundamente mayoritarias, caracterizadas por bajos niveles de urbanización. En cualquier caso, hasta que no se realicen más estudios sobre ciudades y zonas más urbanizadas52, el conocimiento de las crisis de mortalidad en las dos Castillas no será completo y suficientemente ponderado. A continuación, de manera muy sintética, presentamos las principales conclusiones de esta investigación: 1) En el interior castellano, la segunda mitad del siglo XVIII constituyó la fase principal de moderación de la mortalidad catastrófica 53. Ello contrasta con lo que sabemos sobre diversos territorios del resto de Europa occidental, en los que el declive

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Sobre la mortalidad en la ciudad de Madrid entre 1650 y 1839, véase Carbajo (1987: 81-114).

Después de 1860, ni en Guadalajara, ni en Ávila, hemos detectado sobremortalidad alguna superior al 25 %. El cólera de 1855 constituyó la última gran epidemia de carácter provincial o regional. 53

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de la misma ya había sido relevante en la segunda mitad del Seiscientos o en la primera del Setecientos54. 2) Al menos desde mediados del siglo XVIII, la magnitud de las crisis demográficas fue mayor en la Meseta meridional que en la septentrional. En ambos espacios, no obstante, en los dos primeros tercios del siglo XIX, las crisis fueron menos frecuentes, pero más intensas que en el Setecientos. 3) De 1700-1749 a 1815-1864, la mortalidad catastrófica de los párvulos retrocedió más que la de los adultos. 4) La crisis de comienzos del siglo XIX fue la más severa, con gran diferencia, de las que tuvieron lugar entre 1700 y 1864, tanto por la brutal elevación de la mortalidad como por la aguda contracción de la natalidad en los tres lustros que mediaron entre 1800 y 1815. Este violento episodio, que afectó bastante más a los adultos que a los párvulos, interrumpió transitoriamente la tendencia al descenso de la mortalidad general iniciada a mediados del Setecientos. 5) La contribución de la mortalidad catastrófica a la mortalidad total retrocedió fuertemente en la segunda mitad del siglo XVIII, repuntó de manera muy violenta en los primeros quince años del XIX y descendió después de la Guerra de la Independencia, siendo el nivel de la misma, entre el final de ésta y el ocaso de la era isabelina, superior en algunos casos al de 1750-1799 (Burgos, Guadalajara y Albacete) e inferior en otros (Ávila y Ciudad Real). 6) De 1700-1749 a 1815-1864, la moderación de la mortalidad ordinaria fue el factor primordial del declive de la mortalidad general en todas las provincias aquí examinadas. Esta conclusión invita, de nuevo, a recordar lo señalado por Fogel, para la misma época, respecto de extensas áreas de Francia e Inglaterra: “La supresión de las crisis de mortalidad, tanto si guardaban relación con hambrunas como si no, sólo explica una pequeña fracción del descenso de las tasas de mortalidad. Más o menos un 90 % de la caída se debió a reducciones de la mortalidad normal”55. 7) De las cinco provincias del interior castellano observadas, sólo en dos, Ávila y Burgos, es posible estudiar la relación entre las grandes crisis de mortalidad y las grandes carestías, al disponer de series representativas de precios del trigo para el siglo XVIII y los primeros años del XIX. Para ambas provincias se comprueba que sólo las grandes mortandades, en especial las del período napoleónico (1803-1804 y 18121813), aparecen claramente asociadas a notables aumentos inmediatamente anteriores y/o simultáneos de los precios del trigo. 8) Al comparar las mayores carestías habidas en ambas provincias y las registradas en Segovia, Cantabria y Vizcaya, se observan, como cabía esperar, coincidencias temporales más estrechas entre los tres territorios del interior castellano que entre éstos y las dos provincias costeras. En todo caso, se detectan cuatro carestías principales que afectaron a los cinco espacios, las de 1699-1700, 1709-1711, 1804-1805 y 1812-1813. 54 55

Flinn (1974 y 1989); Del Panta y Livi Bacci (1977). Fogel (2009: 29).

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9) En el conjunto de Ávila, Burgos, Segovia, Cantabria y Vizcaya fueron relativamente pocas las mortandades de indudable naturaleza alimentaria entre los años finales del siglo XVII y los primeros del XIX. De nuevo, con carácter general en las cinco provincias, las más intensas crisis de mortalidad del período, asociadas a grandes carestías, fueron las de los convulsos inicios del Ochocientos, las de 1803-1805 y 1811-1813. Conviene, al efecto, recordar el juicio de Livi-Bacci en sus reflexiones sobre población y alimentación en la Europa preindustrial: “...debe decirse que sólo una porción, y ni aun la predominante, de las crisis de mortalidad puede atribuirse al factor alimentario; buena parte de las crisis, peste y viruela a la cabeza, con seguridad no estuvo vinculada a dicho factor”56. ******

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Livi Bacci (1988: 187); Pérez Moreda (1988b: 734).

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