Estimación del sexo a partir de medidas de la escápula en una muestra mexicana contemporánea

Resumen

Introducción

estimar el sexo, como fase inicial para realizar el perfil biológico, a menudo se dificulta debido a que los contextos tanto forenses como bioarqueológicos suelen ser complejos, y es común encontrar esqueletos incompletos o elementos óseos fragmentados. Por lo anterior, el objetivo del presente trabajo fue analizar las diferencias métricas de la escápula entre sexos en una población mexicana, para calcular puntos de corte y crear funciones discriminantes para la estimación del sexo en dichos contextos.

Material y métodos

se efectuaron 5 medidas escapulares en 124 individuos esqueletizados (45 mujeres y 79 hombres) pertenecientes a la colección ósea albergada en el Departamento de Anatomía de la Facultad de Medicina de la Universidad Nacional Autónoma de México, con las que posteriormente se realizó el análisis de funciones discriminantes para obtener fórmulas multivariadas y puntos de corte.

Resultados

los resultados mostraron diferencias entre sexos en todas las medidas, así como porcentajes de clasificación correcta del 80,6 al 89,5% a partir de los puntos de corte y del 87,9 al 93,5% de acuerdo con las 11 funciones discriminantes calculadas.

Conclusiones

se considera que la escápula es una gran alternativa para estimar el sexo biológico en contextos en los que no es posible localizar o recuperar estructuras como la pelvis, así como aquellos en los que se presentan restos óseos aislados, fragmentados, incompletos o mezclados.

Abstract

Introduction

Assessing sex of individuals to create the biological profile is often difficult due to both forensic and bioarchaeological contexts tend to be complex, and incomplete skeletons and/or fragmented human remains are often found. Accordingly, the aim of this research was to analyze the metric differences of the scapula between sexes in the Mexican population, to calculate sectioning points and discriminant functions for sex estimation in those contexts.

Material and methods

Five scapular measurements were recorded on a sample of 124 skeletal remains (45 females and 79 males) from the osteological collection housed at the Department of Anatomy, School of Medicine of the Universidad Nacional Autónoma de México. And a Discriminant Function Analysis to obtain multivariate formulas and sectioning points.

Results

The results showed differences among sexes in all five measurements. The accuracy of sex estimation ranged from 80.6% to 89.5% with sectioning points and 87.9% al 93.5% based on the eleven discriminant functions.

Conclusions

In conclusion, the scapula is a great alternative for biological sex assessment in contexts where is not possible to locate or recover osseous structures like the pelvis; as well as in those in which isolated, fragmented, incomplete and/or commingled human remains are found.

Introducción

Tanto en contextos antropológico-forenses como bioarqueológicos, la primera etapa del análisis corresponde a la estimación del sexo biológico, ya que a partir de este es posible evaluar la edad, la estatura y la afinidad poblacional de uno o varios individuos esqueletizados. Específicamente, en antropología forense, esta característica contribuye a reducir aproximadamente a la mitad la identidad de la o las víctimas¹.

Los contextos forenses suelen caracterizarse por una elevada complejidad, derivada tanto de las circunstancias asociadas con la muerte de los individuos como de los procesos tafonómicos post mortem. En consecuencia, es común que los restos humanos se localicen dispersos, aislados, mezclados, fragmentados o incompletos, lo que representa un desafío para su recuperación, análisis e identificación. Esto implica directamente el desconocimiento de las estructuras óseas que estarán disponibles para el análisis. Con respecto a lo antes mencionado, y con base en la evidencia científica disponible, resulta indispensable desarrollar y validar propuestas metodológicas que incorporen el análisis de distintos elementos del esqueleto, además de la pelvis y el cráneo, los cuales han demostrado una alta confiabilidad para la estimación del sexo^2,3.

Una de estas estructuras óseas es la escápula, que ha sido estudiada de manera profunda a través del tiempo, tanto morfológica como métricamente. Asimismo, de acuerdo con diversas investigaciones realizadas alrededor del mundo, se considera que este elemento óseo provee buenos resultados en cuanto a la estimación del sexo^4,5.

En México, se han desarrollado diversos estudios basados en elementos del esqueleto poscraneal mediante el empleo de funciones discriminantes^2,6–10, así como una propuesta sustentada en las mediciones de la cavidad glenoidea⁶. No obstante, hasta el momento no se ha desarrollado una metodología para la estimación del sexo que incorpore el análisis morfométrico de la escápula completa.

Con base en lo anterior y considerando las particularidades morfológicas de la escápula, el objetivo de este trabajo es analizar las diferencias métricas entre sexos y desarrollar funciones discriminantes que amplíen las herramientas disponibles para la estimación del sexo en restos óseos procedentes de contextos forenses y bioarqueológicos.

Materiales y métodos

La muestra empleada en este estudio corresponde a la serie ósea albergada en el Laboratorio de Antropología Física del Departamento de Anatomía de la Facultad de Medicina de la UNAM. Los sujetos esqueletizados corresponden a la época contemporánea (fallecidos entre 1990 y 2012) y fueron integrados a la serie después de las prácticas de disección de los alumnos de dicha facultad. Se cuenta con el sexo biológico¹¹ de todos los individuos y, en algunos casos, con la edad, la causa de muerte y el lugar de procedencia.

Para este trabajo se midieron las escápulas izquierdas de 124 individuos esqueletizados adultos (45 mujeres y 79 hombres), con edades de 21 a 95 años y con una media de 51,8 años. Se realizaron 5 medidas utilizando un compás de corredera de acuerdo con las definiciones de Bass¹² y Langley et al.¹³ (tabla 1) por un observador (Guillermo Torres). Como criterios de inclusión, se midieron solamente las escápulas de individuos adultos en buen estado de preservación, sin fracturas, enfermedades o alteraciones tafonómicas. Con el fin de evaluar la reproducibilidad de las mediciones, se calculó el error técnico de medición (ETM) intra- e interobservador. Para el análisis intraobservador, el primer observador (Guillermo Torres) repitió las mediciones en una submuestra aleatoria de 20 individuos. Para el análisis interobservador, una submuestra aleatoria de 10 individuos fue medida de forma independiente por el primer observador y una segunda observadora (Antinea Menéndez Garmendia).

Tabla 1.

Medidas escapulares

Medida	Código	Definición
Altura escapular	HE	Distancia desde el punto más superior del ángulo craneal hasta el punto más inferior del ángulo caudal. Se puede medir con el compás de ramas rectas o la tabla osteométrica^13
Anchura escapular	AE	Distancia desde el punto medio del borde dorsal de la cavidad glenoidea hasta la mitad entre las 2 crestas de la espina escapular en el borde vertebral. Se puede medir con el compás de ramas rectas o curvas^13
Longitud de la espina	LE	Desde el final del axis de la espina sobre el borde vertebral hasta el punto más distal en el proceso acromial^12
Altura glenoidea	HG	Distancia desde el punto más superior del margen de la cavidad glenoidea hasta el punto más inferior localizado en el margen, tomada perpendicular a la anchura glenoidea^13
Anchura glenoidea	AG	Distancia máxima desde el margen ventral al dorsal de la cavidad glenoidea, tomado perpendicular a la altura glenoidea^13

Esta investigación fue realizada bajo la normatividad del capítulo tercero del Reglamento de Seguridad y Coordinación en Materia de Salud de la UNAM, que está en la Legislación Universitaria¹⁴.

Análisis estadístico

La estimación del error inter- e intraobservador se realizó a partir del ETM en mm y del error técnico relativo de medida (rETM en %). Con base en estudios de error de medidas repetidas realizados previamente en la escápula, se consideraron aceptables valores menores o iguales al 5%¹⁵.

Se calcularon las estadísticas descriptivas (mínimo, máximo, media y desviación estándar) de cada medida. Se realizó una prueba de Shapiro–Wilk para probar la normalidad de los datos; y una prueba t de Student para muestras independientes (p = 0,05) con el objetivo de evaluar las diferencias entre sexos. Posteriormente, se realizó un análisis de funciones discriminantes (AFD) para obtener ecuaciones multivariadas. Asimismo, para seleccionar la mejor combinación de medidas, se efectuó un AFD mediante el método de inclusión por pasos (stepwise) con la lambda de Wilks con un nivel de significación de p = 0,05. Con el propósito de evaluar el porcentaje de clasificación correcta de las funciones discriminantes se aplicó el procedimiento de validación cruzada. Este método consiste en excluir secuencialmente valores al azar y recalcular la función sin dicha observación y, posteriormente, evaluar si esta es clasificada correctamente. Al repetir este procedimiento para todas las observaciones, el modelo es entrenado y evaluado de manera iterativa, lo que permite obtener una estimación más consistente y confiable. Además, se calcularon los puntos de corte para cada medida, con el promedio de los valores de las medias de las medidas de ambos sexos, siendo los valores inferiores al punto de corte los que corresponden a mujeres y los superiores a los hombres. Todos los análisis se llevaron a cabo con el programa IBM SPSS (V.26).

Resultados

Los resultados del ETM intraobservador oscilaron entre 0,37 (AE) y 0,61 mm (AG), con el rETM más alto de 1,77% en la variable AG y, por otra parte, el error interobservador se mantuvo entre 0,45 mm (HE) y 0,60 mm (AE), con el rETM inferior de 0,32% (AE) y el superior de 2,49% (AG), por lo que se puede considerar que los datos no presentan desviaciones mayores atribuibles al error de medida, debido a que ninguna de las variables excedió los valores deseables (tabla 2).

Tabla 2.

Error técnico de medida (ETM) intra- e interobservador

		Intraobservador		Interobservador
Medidas	Código	ETM	% ETM	ETM	% ETM
		n = 20		n = 10
Altura escapular	HE	0,37	0,26	0,47	0,32
Anchura escapular	AE	0,61	0,62	0,45	0,46
Longitud de la espina	LE	0,47	0,36	0,55	0,41
Altura glenoidea	HG	0,53	1,59	0,55	1,63
Anchura glenoidea	AG	0,43	1,77	0,60	2,49

Las estadísticas descriptivas (tabla 3) indican que los promedios de todas las medidas escapulares de los hombres son mayores que los valores promedio de las mujeres. Por otro lado, los resultados de la prueba de Shapiro–Wilk muestran que casi todas las variables presentan distribución normal, ya que la HG y la AG en el caso de mujeres y la AE en los hombres no se distribuyen de manera normal. No obstante, debido al tamaño de la muestra, se asumió que las variables se aproximaban a una distribución normal de acuerdo con el teorema del límite central.

Tabla 3.

Estadísticas descriptivas y prueba de distribución normal entre sexos

	Mujeres							Hombres
Código	N	Media	DE	Min	Máx	S-W	Sig.	N	Media	DE	Min	Máx	S-W	Sig.
HE	45	133,8	8,32	119	154	0,980	0,618	79	151,7	8,68	133	181	0,981	0,301
AE	45	92,33	4,50	81	100	0,986	0,854	79	101,9	5,56	92	120	0,953	0,005
LE	45	123,9	5,43	113	136	0,982	0,702	79	137,5	7,33	122	160	0,971	0,067
HG	45	31,2	1,45	29	34	0,939	0,020	79	35,7	1,85	31	39	0,985	0,457
AG	45	22,2	1,59	19	26	0,947	0,038	79	26,2	1,84	22	30	0,986	0,562

AE: anchura escapular; AG: anchura glenoidea; DE: desviación estándar; HE: altura escapular; HG: altura glenoidea; LE: longitud de la espina; Máx: máximo; Min: mínimo; N: tamaño de muestra; Sig: significación p ≤ 0,05; S-W: Prueba de Shapiro–Wilk.

  Las medidas se encuentran en milímetros.

En la tabla 4 se puede observar que, de acuerdo con la prueba t de Student, todas las medidas son significativamente diferentes entre sexos (p < 0,05). Además, se muestran los puntos de corte para cada medida de la escápula y los porcentajes de clasificación por sexo y totales. Estos últimos son superiores al 80% de clasificación correcta, siendo la HG la variable con el mayor porcentaje (89,9%). En la clasificación por sexos, se observa que la mayoría de los porcentajes son mayores en las mujeres con excepción de la HE. Asimismo, la variable AE presentó el menor porcentaje de clasificación correcta en ambos sexos, con una precisión del 82,2% para las mujeres y del 79,7% para los hombres, lo que corresponde a una exactitud global del 81,0%. Por otra parte, de acuerdo con el estadístico lambda de Wilks, todas las variables mostraron valores moderados de diferenciación sexual, con un valor máximo de 0,556 para la variable con menor capacidad discriminante.

Tabla 4.

Prueba t univariada entre sexos y puntos de corte para la clasificación del sexo

	F-Levene	Sig.	T-Test	Sig. bilateral	λ	P.C.	% Mujeres	% Hombres	% Total
HE	0,013	0,907	−11,2	0,000	0,493	142,81	84,4	86,1	85,3
AE	0,486	0,486	−9,87	0,000	0,556	97,14	82,2	79,7	81,0
LE	2,078	0,151	−10,87	0,000	0,508	130,72	91,1	84,8	88,0
HG	2,334	0,129	−13,97	0,000	0,385	33,45	91,1	88,6	89,9
AG	0,439	0,508	−12,01	0,000	0,458	24,24	88,9	86,1	87,5

λ: lambda de Wilks; AE: anchura escapular; AG: anchura glenoidea; HE: altura escapular; HG: altura glenoidea; LE: longitud de la espina; P.C.: punto de corte; Sig: significación.

La tabla incluye los puntos de corte correspondientes a cada variable, de manera tal que los valores superiores al punto de corte se clasifican como hombres, mientras que los inferiores se asignan a mujeres.

En cuanto a los resultados del análisis discriminante, se obtuvieron 11 funciones discriminantes, las cuales muestran porcentajes de clasificación total entre 87,9% (F11) y 93,5% (F1 y F2). Con el método de inclusión por pasos, se obtuvo la F1 con una lambda de Wilks de 0,333; con 3 variables (LE, HG y AG) (tabla 5).

Tabla 5.

Funciones discriminantes multivariadas para la escápula

				% Clasificación			% Validación-cruzada
	Función discriminante (FD)	λ	P.C.	F	M	Total	F	M	Total
FD1	y = 0,046 (LE) + 0,347 (HG) + 0,184 (AG) − 22,538	0,333	−0,40	95,6	92,4	93,5	95,6	92,4	93,5
FD2	y = 0,038 (AE) + 0,376 (HG) + 0,201 (AG) − 21,548	0,334	−0,39	95,6	92,4	93,5	95,6	92,4	93,5
FD3	y = 0,061 (LE) + 0,44 (HG) − 23,127	0,349	−0,38	93,3	92,4	92,7	93,3	92,4	92,7
FD4	y = 0,408 (HG) + 0,246 (AG) − 20,022	0,350	−0,38	95,6	91,1	92,7	95,6	91,1	92,7
FD5	y = 0,042 (HE) + 0,441 (HG) − 21,2	0,361	−0,37	91,1	91,1	91,1	91,1	89,9	90,3
FD6	y = 0,063 (AE) + 0,473 (HG) − 22,334	0,363	−0,37	93,3	91,1	91,9	93,3	91,1	91,9
FD7	y = 0,077 (LE) + 0,377 (AG) − 19,519	0,398	−0,34	88,6	91,1	89,5	88,9	88,6	88,7
FD8	y = 0,06 (HE) + 0,361 (AG) − 17,662	0,405	−0,34	91,1	89,9	90,3	91,1	89,9	90,3
FD9	y = 0,079 (AE) + 0,417 (AG) − 18,069	0,424	−0,32	90,1	89,9	90,3	90,1	89,9	90,3
FD10	y = 0,07 (HE) + 0,08 (LE) − 20,694	0,439	−0,30	91,1	91,1	91,1	88,6	91,1	89,5
FD11	y = 0,081 (HE) + 0,081 (AE) − 19,736	0,462	−0,30	86,7	88,6	87,9	86,7	88,6	87,9

λ: lambda de Wilks; AE: anchura escapular; AG: anchura glenoidea; F: Mujer; HE: altura escapular; HG: altura glenoidea; LE: longitud de la espina; M: Hombre; P.C.: Punto de corte.

Los resultados superiores al punto de corte corresponden a hombres y los inferiores, a mujeres.

Discusión

La escápula ha sido un elemento óseo altamente estudiado debido a su función, así como por sus variaciones en forma y tamaño; asimismo, las investigaciones siguen demostrando que es un hueso con alto grado de dimorfismo sexual y, por consiguiente, confiable para la estimación morfométrica del sexo biológico¹⁵.

En concordancia con los hallazgos descritos para otras poblaciones, los resultados obtenidos en este trabajo demuestran el dimorfismo sexual de la escápula, manifestado por diferencias consistentes en todas las variables métricas analizadas. No obstante, la precisión de la estimación del sexo a partir de estas variables difiere entre poblaciones, ya que el grado de dimorfismo sexual no es uniforme y, en consecuencia, la capacidad discriminante de cada medida puede variar en cada población¹⁶. Estas diferencias se pueden atribuir a la variabilidad genética que existe entre poblaciones, aunque también pueden estar influenciadas por factores ambientales, nutricionales y del desarrollo que modulan la expresión del dimorfismo sexual¹⁷. La interacción de los factores genéticos y ambientales pueden ayudar a comprender las diferencias sexuales y poblacionales de la escápula.

En el presente estudio se obtuvieron los puntos de corte para 5 medidas escapulares, así como los porcentajes de clasificación univariada, los cuales oscilaron entre 81,0 y 89,9% (tabla 4). Además, se desarrollaron 11 funciones discriminantes, con las que se lograron porcentajes de clasificación correcta del sexo de hasta el 93,5% (tabla 5).

En cuanto a los análisis univariados, la variable que exhibió el porcentaje de clasificación más elevado fue la HG, con un 89,9%, lo que concuerda con Atamtürk et al.⁴, quienes obtuvieron resultados similares; no obstante, difiere de lo observado en la población japonesa¹⁶, en la que resultó ser la medida con la clasificación más baja (75,7%). Por otro lado, el menor porcentaje se obtuvo con la AE, que, en contraste, diversos autores reportan como la medida con mayor dimorfismo sexual^18–20, y algunos, como Omar et al.²¹, con porcentajes de clasificación del sexo superiores al 90%.

Con respecto a otras variables, la AG en esta investigación alcanzó resultados superiores al 80%; no obstante, en trabajos como el de Er et al.²², mediante tomografía computarizada en población turca, obtuvieron altos resultados de hasta 92,1%.

La HE es otra de las medidas que, en algunas poblaciones, ha demostrado porcentajes superiores al 90% de clasificación correcta. En este sentido, el estudio de Spradley et al.¹⁰ —basado en población mexicana y con una muestra representativa de diversas regiones del país— reportó para la HE un porcentaje de concordancia del 91,6%. Este resultado contrasta con el obtenido en la presente investigación, la cual evidenció un porcentaje considerablemente menor (85,3%) (tabla 4). Por su parte, en población japonesa¹⁶ y griega²³, se han reportado porcentajes de clasificación que alcanzan el 91,3 y el 88,3% de precisión, respectivamente. Asimismo, en población portuguesa, Curate et al.¹⁵ calcularon puntos de corte y obtuvieron una clasificación general del 88% con HE, mientras que Tise et al.²³ obtuvieron, para sujetos hispanos, un 81,67% con HE y, por último, Kandeel et al.²⁴ reportaron un 84% de clasificación correcta para ambos lados (derecho e izquierdo) de las escápulas de población egipcia.

A su vez, en trabajos previos se reporta la utilización del área superior de la escápula o la morfología de la cavidad glenoidea de forma integral. En este sentido, Garzón-Alfaro et al.²⁵ formularon una ecuación para el segmento superior de la escápula con una capacidad predictiva del 95% en población española. Asimismo, Peckmann et al.²⁶ en su estudio con una muestra tailandesa, obtuvieron resultados por arriba del 80% de clasificación correcta del sexo (81–83% univariado y 85% en el multivariado).

En cuanto a los modelos multivariados, en el presente estudio se logró un 93,5% de clasificación con 3 variables (LE, HG y AG) y un 92,7% con 2 variables (LE-HG y HG-AG). Si bien, trabajos como los de Er et al.²² y Kharuhadetch et al.²⁷ alcanzan porcentajes más altos (96,1 y 92,7%, respectivamente), hay que considerar que lo han logrado utilizando 4 variables —lo que implica contar con la escápula prácticamente completa— esta situación no siempre es práctica en contextos bioarqueológicos y forenses. Este aumento de precisión también se observa cuando Torimitsu et al.¹⁶ (94,5% con HE, LE y AG) y Koukiasa et al.²⁸ (91,4% con HE, AG y HG) analizan 3 medidas escapulares.

Sin embargo, Vassallo et al.²⁰ también obtuvieron resultados con porcentajes de clasificación aceptables (95,9 y 92,6%, respectivamente) analizando solo 2 variables (LE y AG). Finalmente, Omar et al.²¹ en población de Malasia y utilizando tomografías, obtuvieron con HE y AG un 92,4%.

En comparación con las funciones discriminantes obtenidas por Hudson et al.⁶, quienes reportaron una precisión máxima del 88,7% utilizando la combinación de las variables HG y AG, las funciones desarrolladas en este estudio presentan un mayor desempeño para clasificar el sexo (hasta un 93,5%). Sin embargo, a pesar de ser estudios que fueron realizados con la misma serie osteológica, estas diferencias podrían atribuirse a variaciones en el tamaño muestral y en la proporción de sexos empleada en cada investigación.

La literatura internacional evidencia diversas propuestas metodológicas para la estimación del sexo, en las que se emplean diferentes variables métricas y técnicas de análisis, cuya selección depende, en parte, de la disponibilidad de recursos y de la complejidad de los contextos de análisis. No obstante, a pesar de estas diferencias metodológicas, la aplicación de estas propuestas muestra una notable concordancia, lo que permite establecer comparaciones válidas para evaluar la consistencia de los patrones observados en la estimación del sexo entre distintas poblaciones.

Como se ha considerado, las diferencias en la efectividad de las medidas entre poblaciones indican variaciones estructurales en la escápula¹⁶. Investigaciones basadas en morfometría geométrica han demostrado que la variación en el tamaño (size) entre sexos es más significativa que la variación en la forma (shape)²⁹, existiendo un amplio solapamiento morfológico entre ellos⁵.

Lo anterior implica que el grado de dimorfismo sexual de la escápula está influenciado por múltiples factores, como las funciones biomecánicas y los factores ambientales y nutricionales¹⁸, así como por factores genéticos y hormonales. Las mujeres crecen más rápido en edades tempranas y presentan niveles más altos de estrógenos, mientras que los niveles más elevados de testosterona en los hombres estimulan el crecimiento, la densidad mineral ósea y la formación muscular, resultando en una complexión general más grande. No obstante, debe considerarse que las diferencias entre sexos y poblaciones también están moduladas por factores socioeconómicos y ambientales^20,30.

La escápula presenta, en términos generales, numerosas ventajas que la posicionan como un elemento óseo de gran utilidad para la estimación morfométrica del sexo. Esta relevancia se deriva principalmente de la presencia de dimorfismo sexual en las poblaciones en las que ha sido estudiada, así como de los altos porcentajes de precisión reportados en su capacidad de estimación. Adicionalmente, es pertinente destacar que el dimorfismo sexual en ciertos huesos planos, como la escápula, se desarrolla con anterioridad en la adolescencia³¹, lo que deriva en la ausencia de cambios morfológicos significativos después de completarse su desarrollo³². Además de presentar un mejor estado de preservación que los huesos largos en diversos contextos tafonómicos, la escápula se encuentra protegida por una gruesa cubierta muscular, lo que le confiere una mayor resistencia a las fracturas y a los cambios post mortem. Esta característica es particularmente notable en regiones como la espina escapular y la cavidad glenoidea, debido a su elevada densidad ósea³².

En resumen, los resultados generales de este estudio pueden considerarse positivos y metodológicamente prometedores. No obstante, estos hallazgos destacan la necesidad de complementar y profundizar en la presente línea de investigación en el futuro. Sería pertinente contrastar la eficacia de las funciones discriminantes aquí generadas en distintas regiones de México, con el fin de evaluar su validez. Asimismo, se recomienda ampliar el enfoque analítico mediante la aplicación de otros métodos estadísticos, como la regresión logística, o mediante la integración de variables morfológicas de otros elementos óseos²⁷, lo que permitiría optimizar los porcentajes de clasificación y fortalecer las inferencias morfométricas del sexo.

Conclusión

En el ámbito de la antropología forense y la bioarqueología, se requiere la elaboración de un perfil biológico de la o las personas fallecidas. Dicho perfil tiene su fundamento en la estimación del sexo biológico, la cual constituye el punto de partida para los subsiguientes análisis esqueléticos.

De acuerdo con lo anterior, lo óptimo es disponer de la mayor cantidad de métodos para esta tarea, sobre todo porque los contextos bioarqueológicos y forenses suelen ser diversos e impredecibles. En una amplia variedad de contextos podemos encontrar restos óseos aislados, fragmentados, incompletos o mezclados. En consecuencia, en el presente trabajo se realizaron puntos de corte para cada medida, así como 11 funciones discriminantes multivariadas, para contar con diversas alternativas en la estimación del sexo con la escápula.

La escápula, por tanto, representa una alternativa valiosa y confiable para la estimación del sexo, particularmente cuando los elementos pélvicos —considerados estándares de oro— no están disponibles o se hallan alterados.

Financiación

Los autores declaran que no han recibido ninguna financiación para este trabajo.

Conflicto de intereses

Los autores declaran que no tienen conflictos de intereses.