現(xiàn)代性與亞文化：深度性貧困少數(shù)民族群體消費與貧困的研究

李小云，高 明

在所有關(guān)于財富增長的學說中，節(jié)儉和累積被認為是理性的現(xiàn)代人富裕的根本原因。斯密在《國富論》中論述到，經(jīng)濟人屬性決定了人追求財富累積和利潤的人生目的，但節(jié)儉是人改善生活和社會地位的理性行為。馬克思也認為資產(chǎn)階級不遺余力地將剩余價值通過儲蓄的手段轉(zhuǎn)化為累積的資本，而儲蓄行為的產(chǎn)生自有著節(jié)儉的文化支撐。韋伯則進一步對現(xiàn)代資本主義精神與新教禁欲主義倫理的關(guān)系進行闡述，在他看來，基于天職觀念的理性行為，是現(xiàn)代資本主義精神乃至整個現(xiàn)代文化的基本要素之一，這種理性行為源自基督教的禁欲主義精神，而禁欲主義則強烈地反對任意享用財富并且對消費進行限制。*馬克思·韋伯：《新教倫理與資本主義精神》，馬奇炎等譯，北京：北京大學出版社，2012年，第172頁。按照現(xiàn)代性倫理來衡量，節(jié)儉是創(chuàng)造財富、累積資本的先決條件，過度性消費或者說由節(jié)儉倫理確定的不合理消費是導致貧困的原因。以上論據(jù)都有一個根本假設(shè)前提，即節(jié)儉倫理是構(gòu)成現(xiàn)代社會文化的基本因素之一，并被理解成現(xiàn)代社會的大眾文化和基本價值判斷。

節(jié)儉倫理更多地被用于解釋現(xiàn)代化程度較高的社會結(jié)構(gòu)中貧窮的本質(zhì)，但是在亞文化結(jié)構(gòu)社會的消費和貧困問題上并沒有引起足夠的重視。事實上，當前中國深度性貧困的治理過程中，大部分貧困地區(qū)是邊緣性地區(qū)，貧困人群以少數(shù)民族為主，這些群體遠離現(xiàn)代性，市場化程度不高，大多處于自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟狀態(tài)，并且表現(xiàn)出很強的亞文化結(jié)構(gòu)特征。與此同時，代表著現(xiàn)代消費文化的教育、醫(yī)療制度通過國家的推動正不斷深入改變少數(shù)民族貧困群體的消費文化。那么，在中國亞文化結(jié)構(gòu)鮮明的少數(shù)民族偏遠貧困地區(qū)，亞文化與貧困的關(guān)系是如何通過消費表現(xiàn)出來的？現(xiàn)代性的擴張對目前低度市場化的邊緣貧困群體的消費結(jié)構(gòu)有著怎樣的影響？二者的張力構(gòu)建出怎樣的消費結(jié)構(gòu)？對這些問題的探討有助于我們理解為什么深度性貧困治理出現(xiàn)了困境，也有助于發(fā)育具有亞文化敏感性的扶貧政策。

一、現(xiàn)有相關(guān)研究的成就與不足

(一)現(xiàn)代性擴張對少數(shù)民族消費和貧困的影響

長期以來，圍繞現(xiàn)代性與貧困的探討有很多，很多研究對以現(xiàn)代性的擴張導致的貧困與反貧困措施做出了批判。如張帆在總結(jié)現(xiàn)代性語境中的貧困問題時，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)代性的擴張帶來的經(jīng)濟增長與貧困率之間的關(guān)系并不是線性的，經(jīng)濟增長從某種程度上甚至“壯大”了貧困人口的隊伍。*張帆：《現(xiàn)代性語境中的貧困與反貧困》，北京：人民出版社，2009年，第88頁。此外，反思現(xiàn)代性和基于后現(xiàn)代思潮對貧困的研究范式也趨于全面，如阿瑪?shù)賮啞ど瓘哪芰?、?quán)利的視角對貧困的定義做出了全新的解釋。*阿瑪?shù)賮啞ど骸敦毨c饑荒》，王宇、王文玉譯，北京：商務(wù)印書館，2001年，第61頁。參與式發(fā)展、本土性知識等后現(xiàn)代知識體系重塑了全球貧困與減貧話語體系。*李小云：《當代國際農(nóng)業(yè)發(fā)展理論與實踐的若干思潮》，《農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究》1992年第5期。然而無法否認的一點是，在深度貧困地區(qū)，以經(jīng)濟狀況作為衡量指標的現(xiàn)代性擴張正極大地改變貧困群體的生活方式，尤其是少數(shù)民族深度性貧困群體的消費文化和結(jié)構(gòu)。因此，在回答深度性貧困群體的貧困與減貧問題時，需要首先把握這種現(xiàn)代化入侵對當?shù)亟?jīng)濟社會的影響，尤其是對消費結(jié)構(gòu)的改變與重塑。

然而目前來看，從現(xiàn)代性擴張的視角分析貧困的緣由尤其是貧困人口消費問題還較為少見。從研究內(nèi)容上來看，盡管沈紅等基于擴展線性支出系統(tǒng)模型分析了上世紀80年代末中國貧困地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)，但由于當時現(xiàn)代性的擴張尚未完全深入到中國邊緣貧困地區(qū)，基本生活消費構(gòu)成了消費結(jié)構(gòu)的主要部分，因此很少涉及到代表著現(xiàn)代性擴張的醫(yī)療、教育消費在消費結(jié)構(gòu)中的作用。*沈紅等：《邊緣地帶的小農(nóng)——中國貧困化的微觀解理》，北京：人民出版社，1992年，第38-42頁。而在另一些研究中，現(xiàn)代性的擴張大多被分解為不同微觀元素加以討論，尤其是在對致貧原因進行分析時，現(xiàn)代性擴張所導致的醫(yī)療、教育等問題被學者們論述得較為頻繁，*汪輝平等：《農(nóng)村地區(qū)因病致貧情況分析與思考——基于西部9省市1214個因病致貧戶的調(diào)查數(shù)據(jù)》，《經(jīng)濟學家》2016年第10期；張國強：《因教致貧的社會學分析》，《高等教育研究》2007年第3期。但目前的研究往往只停留在單一消費維度的描述層面，很少關(guān)注到窮人消費結(jié)構(gòu)的總體特征及其背后的現(xiàn)代發(fā)展邏輯。

從研究方法上來看，對中國少數(shù)民族消費和消費結(jié)構(gòu)的研究大多只是基于一般消費問題研究的延續(xù)。這其中，擴展線性支出系統(tǒng)模型應(yīng)用較為廣泛，由于使用數(shù)據(jù)的來源單一，學者們得出的結(jié)論類似，缺乏足夠的學術(shù)創(chuàng)新性。如有學者分別利用中國不同省份的數(shù)據(jù)，采用擴展模型進行實證分析，都得出食品支出仍然是農(nóng)民最基本最重要的消費的結(jié)論。*Li Tingting， Shi Changliang， Zhang Anliang， “Research on Consumption Structure of Rural Residents in Gansu Province Based on ELES Model，” Asian Agricultural Research， Vol.3， No.9， 2011， pp.34-37； He Chunhua， Zhang Xiaomei and Li Bingjun，“Empirical Analysis of Change of Consumption Structure between Henan Urban and Rural Residents，” Advanced Materials Research， No.10， 2012， pp.433-440．余石對恩施地區(qū)消費總水平的發(fā)展變化進行了描述，*余石：《恩施土家族苗族自治州經(jīng)濟增長實證研究》，《中南民族學院學報》(自然科學版)2001年第3期。洪名勇研究發(fā)現(xiàn)民族地區(qū)農(nóng)村居民的消費主要受滯后預(yù)期和農(nóng)村居民人均純收入兩個因素影響。*洪名勇：《民族習慣與農(nóng)村居民消費:一個實證分析》，《貴州大學學報》2013年第2期。也有研究對少數(shù)民族消費市場的開拓、部分少數(shù)民族飲食消費習慣進行了分析。另一類分析中國居民消費結(jié)構(gòu)的文獻主要是以因子分析法為基礎(chǔ)的統(tǒng)計研究，通過對各省份不同消費得分進行排序，從而確定不同省份發(fā)展和政策支持的優(yōu)先級。*寧自軍：《因子分析在居民消費結(jié)構(gòu)的變動分析中的應(yīng)用》，《數(shù)理統(tǒng)計與管理》2004年第1期；吳棟等：《近年居民消費結(jié)構(gòu)統(tǒng)計分析的研究綜述——關(guān)于因子分析和聚類分析的應(yīng)用》，《數(shù)理統(tǒng)計與管理》2007年第5期；李雪、王莉華：《基于聚類和因子分析的農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)實證研究》，《遼寧石油化工大學學報》2008年第2期。可以發(fā)現(xiàn)，學者們認識到了少數(shù)民族具有不同于漢民族的消費差異，但是鮮有學者對這種差異做出具體的基于家計調(diào)查的結(jié)構(gòu)性分析。

(二)消費亞文化與深度性貧困

從廣義上來說，亞文化通常被定義為更為廣泛的文化的一個亞群體，這一群體形成一種其他群體所不包括的文化要素的生活方式。*戴維·波普諾：《社會學》第十版，李強等譯，北京：中國人民大學出版社，1999年，第78-79頁。關(guān)于亞文化對少數(shù)民族消費和貧困的研究存在著兩種范式的認知，一種是基于現(xiàn)代理性節(jié)儉倫理和資本增長的理論，認為不理性的經(jīng)濟行為和過度性消費是導致少數(shù)民族貧困人口致貧的原因。*高香芝、徐貴恒：《貧困文化對民族地區(qū)反貧困的多層次影響》，《理論研究》2008年第2期；張艾力：《多維文化視角下蒙古族聚居區(qū)貧困問題探析——以內(nèi)蒙古自治區(qū)通遼市為例》，《內(nèi)蒙古社會科學》2012年第1期；王建國：《貧困的侈奢——中國南方少數(shù)民族貧困山區(qū)消費陋習探析》，《吉首大學學報》1993年第3期。另一種認知則基于后現(xiàn)代知識體系對亞文化和本土文化的認同，認為現(xiàn)代性視域里對亞文化消費的研究往往停留在單一現(xiàn)象的描述階段，都有一個前提假設(shè)，即認為代表現(xiàn)代性的節(jié)儉倫理才是理性的，忽視了不同文化社會結(jié)構(gòu)下的現(xiàn)代性適應(yīng)性問題。*張帆：《現(xiàn)代性語境中的貧困與反貧困》，第91-95頁?；趯ΜF(xiàn)代發(fā)展遭遇失敗的反思，學者們提出需要突出以窮人為主體的構(gòu)想，突破現(xiàn)代性預(yù)設(shè)和實證方法論的桎梏，建立以貧困社區(qū)成員的生活世界為根本出發(fā)點的“反貧困/發(fā)展”思路。*沈紅：《窮人主體建構(gòu)與社區(qū)性制度創(chuàng)新》，《社會學研究》2002年第1期；詹姆斯·斯科特：《國家的視角——那些試圖改善人類狀況的項目是如何失敗的》，胡曉毅譯，北京：社會科學文獻出版社，2011年。

事實上，現(xiàn)代性的擴張對少數(shù)民族消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了深遠的影響，在尊重具有部分前現(xiàn)代特征的少數(shù)民族消費亞文化的同時，我們也不能完全脫離現(xiàn)代性的時代背景來構(gòu)建民粹性的反貧困研究體系。具體而言，目前關(guān)于現(xiàn)代性在消費端向深度性貧困地區(qū)的擴張及其與亞文化所產(chǎn)生的消費如何共存，以及組成了何種形式的消費結(jié)構(gòu)的問題，還較少有學者進行探討。尤其是當前中國深度性少數(shù)民族貧困群體的消費特征、消費習慣及消費行為是如何受文化與現(xiàn)代性共同影響的研究還較為缺乏。更少有在實地調(diào)查分析的基礎(chǔ)上，對影響少數(shù)民族消費行為的變量、消費行為異質(zhì)性機理做的定量、定性研究。因之我們的研究將從消費層面考察和理解貧困人口尤其是少數(shù)民族深度性貧困群體的貧困狀況，重點關(guān)注少數(shù)民族的亞文化結(jié)構(gòu)特征以及現(xiàn)代性的擴張，如何對貧困群體的消費文化和結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

二、少數(shù)民族貧困群體消費結(jié)構(gòu)的因子分析與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源及指標構(gòu)成

本研究主要關(guān)注偏遠山區(qū)的少數(shù)民族農(nóng)民。這些地區(qū)的特點是市場化程度較低、勞動力外流不明顯，家庭生計來源高度依賴農(nóng)業(yè)。此外，現(xiàn)代教育和醫(yī)療體系已經(jīng)極大地融入到當?shù)厣鐣幕校迕裨诖朔矫嬗幸欢ǖ闹С?。本文使用滇南西雙版納一個瑤族自然村落55戶的全樣本數(shù)據(jù)。與當?shù)胤鲐氜k官員交談得知，M縣是典型的滇南邊區(qū)貧困縣，縣內(nèi)多為少數(shù)民族村寨，類似H村這樣的自給自足、勞動力外流狀況較少的村落很多，H村在當?shù)胤浅５湫汀村共58戶農(nóng)戶，其中五保戶1戶1人、低保戶18戶55人，精準扶貧建檔立卡戶20戶。其中，有兩戶戶主到其他村寨做上門女婿，戶口暫沒遷移；另有一戶戶主為女性，常年外出務(wù)工，無法聯(lián)系。因此本次調(diào)查實際涵蓋了剩余的55戶農(nóng)戶共204人。數(shù)據(jù)收集時間為2016年3月。本文提出的農(nóng)戶家庭消費僅指農(nóng)戶生活消費，不包含家庭經(jīng)營費用。此外，當?shù)剞r(nóng)戶禮金支出只占家庭消費總支出的極小部分，因此沒有作為分析家庭消費的變量之一。關(guān)于消費變量的設(shè)定，本次調(diào)查借鑒了國家統(tǒng)計局的分類方式，同時也在一定程度上突出了當?shù)剞r(nóng)戶消費的偏好特征。因此，最終的消費指標共分為9項，構(gòu)成如下：

表1 消費指標名稱及說明

(二)因子分析——提煉解釋消費水平的特征變量

根據(jù)變量之間的相關(guān)性較為顯著的特征，我們決定使用因子分析法對數(shù)據(jù)進行進一步的處理。在進行因子分析之前，需要做適用性檢驗，以確定所選擇的變量是否適合做因子分析。本文使用SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進行適用性檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果可以看出，KMO度量值為0.713>0.7，說明因子分析效果較好，再根據(jù)Bartlett球形檢驗以及相關(guān)性檢驗可知，各變量之間具有相關(guān)性(醫(yī)療支出變量作為特殊因子處理)，因此因子分析的適用性較好。

初始因子模型往往比較復(fù)雜，不利于因子解釋，為了使各變量在因子上的載荷更加明顯，我們通過因子軸的旋轉(zhuǎn)，使載荷矩陣中各元素數(shù)值向0～1分化，同時保持同一行中各元素平方和不變。但是在公因子個數(shù)的選擇問題上，我們做了比較。根據(jù)醫(yī)療支出變量的特殊性，以及統(tǒng)計結(jié)果中存在第四個接近于1的特征根的實際情況，我們判斷增加一個公因子將增強其對各變量，尤其是醫(yī)療支出變量的解釋能力。因此，在SPSS提取公因子操作時，我們固定了公因子數(shù)量為4，從而得到新的公因子解釋方差。根據(jù)新的公因子解釋方差，可以發(fā)現(xiàn)幾乎所有的變量共同度都在70%以上，只有兩個變量共同度略低于70%，這說明提取的公因子對各變量的解釋能力較強。此外，4個公因子的累積方差貢獻率達到78.022%，已經(jīng)足夠我們選擇這4個因子對農(nóng)村居民消費模式進行描述，因此選擇4個公因子對變量進行解釋是合理可行的。下面我們采用主成分法，同時通過因子軸旋轉(zhuǎn)，得到新的因子載荷陣，使各變量在因子上載荷更加清晰。

表2 旋轉(zhuǎn)成份矩陣a

續(xù)表2

提取方法:主成份。

旋轉(zhuǎn)法:具有 Kaiser 標準化的正交旋轉(zhuǎn)法。

a. 旋轉(zhuǎn)在 5 次迭代后收斂。

(三)結(jié)果分析

1.四個公因子的實際含義

通過上述分析我們最終確定，H村村民消費水平主要受到四類因子的影響。由旋轉(zhuǎn)成份載荷矩陣可以看出，第一公因子在煙酒(X2)、衣著(X3)、交通(X7)三個變量上有較大載荷，我們將其稱之為文化需求因子。文化因子集中反映了當?shù)卮迕竦奈幕c地域消費偏好。在基本食物自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟模式下，農(nóng)戶的收入更多地用于非食物性消費。對于當?shù)啬行匀后w而言，煙酒已經(jīng)成為了日常不可或缺的消費品，尤其是在村民維持社會關(guān)系的各類宴會上，煙酒更是必備之物。在偏遠貧困山區(qū)，相對貧困的村莊往往距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣市區(qū)所在地較遠，摩托車是H村村民與外界進行包括生產(chǎn)、銷售、上學、走親訪友等很多社會行為的主要方式，并由此產(chǎn)生了大量交通費用。基于此，我們使用文化因子來對當?shù)剞r(nóng)民生活實際需求和生活消費偏好進行解釋。

實際上，自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟能夠基本滿足農(nóng)戶日常家庭食品的需求，村民在油鹽醬醋上的消費并不多。少數(shù)農(nóng)戶因家中有人外出務(wù)工，產(chǎn)生了食品消費，大部分農(nóng)戶家庭食品的消費是由入學子女的生活費組成。此外，文教娛樂基本是由子女入學的學雜費用、住宿費及其他用于文教方面的開支組成。因此，第二公因子在食品(X1)、文教娛樂(X8)兩個變量上有較大載荷，兩個變量反映的是農(nóng)戶用于子女未來發(fā)展的教育投資、外出務(wù)工人員累積財務(wù)的必要支出，我們使用發(fā)展需求因子對其進行解釋。

第三公因子在蓋房及房租花費(X4)、家庭設(shè)備、用品及服務(wù)(X5)兩個變量上有較大載荷，我們將其稱為品質(zhì)需求因子。房屋建設(shè)、裝修、水電費及家具的消費水平，能夠在一定程度上反映村民生活質(zhì)量的高低。

第四公因子只在醫(yī)療支出(X9)變量上有較大載荷，通過相關(guān)性檢驗結(jié)果也表明，醫(yī)療支出與其他8項消費變量之間相關(guān)關(guān)系不顯著，因此其單獨作為一項解釋變量是可行的，我們將其稱為健康需求因子。

2.因子得分及因子綜合評價模型

根據(jù)旋轉(zhuǎn)后成份得分系數(shù)矩陣，同時以旋轉(zhuǎn)后公因子方差貢獻率為權(quán)重，最終得到因子綜合評價模型，并依此計算各因子得分及綜合評價得分。

因子得分函數(shù)：

K1=-0.097x1+0.479x2+0.318x3-0.156x4+0.077x5+0.164x6+0.346x7-0.158x8-0.061x9

K2=0.456x1-0.275x2+0.036x3+0.1x4-0.085x5+0.118x6-0.007x7+0.515x8-0.042x9

K3=0.046x1-0.002x2-0.009x3+0.674x4+0.534x5+0.031x6-0.097x7-0.033x8+0.06x9

K4=0.001x1+0.002x2-0.076x3+0.168x4-0.054x5+0.3x6-0.149x7-0.079x8+0.902x9

因子綜合評價模型：

K=0.26388K1+0.23957K2+0.15512K3+0.12165K4

(1)

因子得分反映的是農(nóng)戶在各個因子上的消費水平，因子綜合評價模型反映的是根據(jù)各項因子重新劃分權(quán)重后，農(nóng)戶整體消費水平的排名高低。分值的大小反映了距離平均消費水平的高低，得分越高，在該項的消費水平越高。根據(jù)因子綜合得分可以發(fā)現(xiàn)，絕大部分農(nóng)戶的綜合得分在0.5到-0.5之間，最高農(nóng)戶得分不足2，得分大于1的農(nóng)戶更是只有4戶。這說明，單從消費水平來講，即便有少數(shù)農(nóng)戶消費水平較高，大部分農(nóng)戶之間不存在較大的差異，村莊內(nèi)部的貧富差距不明顯?？傮w來看，雖然因子得分不能說明農(nóng)戶的消費能力大小，只能反映農(nóng)戶在各因子維度及總體上的消費水平，但是消費水平在一定程度上能夠代表農(nóng)戶福利水平的高低，在減貧政策的制定，尤其是關(guān)于貧困人口識別、扶貧政策瞄準方面，各類因子的得分排名可以提供較為準確的指導。

在文化需求因子得分上，有兩戶農(nóng)戶的得分大于2，有一戶的得分明顯低于其他村民，大部分農(nóng)戶的得分介于1到-1之間，集中分散在平均水平兩側(cè)。這說明，文化需求因子雖然是影響農(nóng)戶支出的主要因子，但實際上農(nóng)戶在文化因子上的消費水平差距并不太大。另一方面，K1得分圖也表明文化需求是農(nóng)戶家庭的普遍性消費，隨著收入的增加，村民的文化因子得分也會得到一定程度的增加。同時這也說明，同一區(qū)域內(nèi)的群體具有相似的文化消費偏好，并對消費結(jié)構(gòu)有著重要的影響。

3.聚類分析——消費水平的總體比較

上文得出的一個基本判斷是大部分農(nóng)戶的消費水平并不存在明顯差異，接下來我們使用聚類分析對此作進一步的驗證。其中個案距離采用歐氏距離平方法，聚類方法采用組間聯(lián)結(jié)法。再對數(shù)據(jù)變量采取Z得分值標準化的方法進行標準化，對不同農(nóng)戶的消費水平進行初步分類。由于樣本大小的限制和實際分類的需要，本文按照5群集結(jié)果進行分類，以樣本編號代表不同農(nóng)戶家庭，其中類別1為最高級別，類別5為最低級別。分類結(jié)果顯示，處于第5類別的農(nóng)戶共15戶，第4類別農(nóng)戶為17戶，第3類別農(nóng)戶為19戶，而第1、第2類別農(nóng)戶分別為2戶。

聚類分析在形式上不如人為分組整齊，但這恰恰反映了聚類分組的科學性，避免了人為分組的主觀隨意性。根據(jù)上述分類結(jié)果，H村農(nóng)戶的消費水平?jīng)]有出現(xiàn)通常情況下的“橢圓形”結(jié)構(gòu)，不同農(nóng)戶消費水平之間并不存在明顯的差異，大部分農(nóng)戶位于第3、4、5類水平。這說明當?shù)厣贁?shù)民族農(nóng)戶的消費在一定程度上呈現(xiàn)出一種低水平聚合狀態(tài)，大部分農(nóng)戶家庭的總體消費水平低，村莊的貧困狀況可能較為嚴重。

4.公因子為變量的消費結(jié)構(gòu)模型

通過對四個因子及其對消費結(jié)構(gòu)的影響分析，按照特征值的計算公式，我們假設(shè)M代表消費模式，構(gòu)建以因子為自變量的消費模式方程。那么M的計算公式為：

通過計算可得消費模式的計算公式：

M=0.338k1+0.307k2+0.199k3+0.156k4

(2)

其中k1、k2、k3、k4為四個公因子，λ1、λ2、λ3、λ4分別為因子綜合評價模型中各公因子的系數(shù)。

基于公因子為變量的消費模式模型能夠清晰地反映各公因子對村民平均消費水平的影響程度?？梢钥闯?，在消費結(jié)構(gòu)的比重排序中：文化因子>教育因子>品質(zhì)因子>健康因子。這說明地方文化、消費偏好以及子女教育等因素對農(nóng)戶消費模式有著更為深遠的影響。在已經(jīng)解決基本的溫飽問題之后，農(nóng)戶消費中有較大比例用于飲酒抽煙等所謂的過度性消費。此外，現(xiàn)代國家教育制度的普及，在很大程度上改變了少數(shù)民族的子女教育支出結(jié)構(gòu)，農(nóng)戶家庭逐漸重視子女教育問題，教育因子對消費結(jié)構(gòu)也存在很大的影響。盡管健康因子占消費結(jié)構(gòu)比重最小，但是健康變量也與農(nóng)戶消費模式存在密切的聯(lián)系。

三、影響消費結(jié)構(gòu)的因素與變量的優(yōu)先級分析

上文中，我們探討了以公因子為變量的消費結(jié)構(gòu)模型，具體給出了各公因子的計算系數(shù)，從數(shù)量關(guān)系上確定了各變量對消費結(jié)構(gòu)的影響。實際上，以上分析的變量都為消費型變量，消費性變量對理解農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)有著直觀的效果，但變量本身以及消費模式可能也會受到其他農(nóng)戶家庭內(nèi)生性和外生性因素影響。此外，不同消費類型是否存在優(yōu)先級次序，這些問題都需要進行下一步的討論。

(一)選擇影響農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的因素變量

根據(jù)經(jīng)典消費理論可知，人們的消費水平受收入的限制，在收入約束相對較緊的現(xiàn)實情況下，經(jīng)濟變量對農(nóng)民消費模式有著最為直接的影響。*M. A. Flavin， “The Adjustment of Consumption to Changing Expectation about Future Income，”Journal of Political Economics， Vol.89， No.5， 1981， pp.974-1009.根據(jù)經(jīng)驗判斷，不同的收入水平會對農(nóng)戶在文化需求、發(fā)展需求、品質(zhì)需求及健康需求上的消費偏好產(chǎn)生不同的影響，收入水平越高，農(nóng)戶在不同需求上的消費水平越高。除此之外，家庭人口數(shù)量、家庭借貸水平、商品或服務(wù)價格等也可能與農(nóng)戶家庭消費水平之間有所關(guān)聯(lián)。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)的可獲得性，我們主要分析家庭人口數(shù)量、農(nóng)戶經(jīng)濟收入水平兩個維度的變量對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的影響，并使用調(diào)研數(shù)據(jù)進行驗證。首先我們提出以下假設(shè)：

H1：收入水平與農(nóng)戶消費水平之間存在正向影響；

H2：家庭人口數(shù)量與農(nóng)戶消費水平之間存在正向影響；

H3：收入水平與文化需求消費水平之間存在正向影響；

H4：收入水平與發(fā)展需求消費水平之間存在正向影響；

H5：收入水平與品質(zhì)需求消費水平之間存在正向影響；

H6：收入水平與健康需求消費水平之間存在正向影響。

在具體的指標選擇上，我們選擇了家庭人口總數(shù)、家庭現(xiàn)金總收入、工資性收入總額、務(wù)農(nóng)性收入總額、政府轉(zhuǎn)移性收入等5個變量。同時，以因子綜合得分K表示為總體消費水平，因子得分來替代各公因子變量的消費水平。

(二)檢驗方法與結(jié)果分析

1.信度檢驗

測定方法的正確性和精確性需要得到信度檢驗，我們使用Cronbach'α系數(shù)作為檢驗信度的指標。通常認為系數(shù)得分只要在0.5以上即可接受，介于0.7～0.9之間則認為是高信度。根據(jù)我們對使用數(shù)據(jù)的分析，本研究變量信度檢驗結(jié)果顯示各個變量的Cronbach'α系數(shù)值都在0.5以上，所以本研究使用的測量問卷具有較高的信度，可以作進一步的分析。

2.相關(guān)性分析

我們采用Spearman相關(guān)系數(shù)法用于度量各變量之間的相關(guān)性，對包括家庭人口總數(shù)、家庭現(xiàn)金總收入、工資性收入總額、務(wù)農(nóng)性收入總額、政府轉(zhuǎn)移性收入以及因子得分在內(nèi)的多項變量做相關(guān)分析。

相關(guān)性檢驗結(jié)果顯示，因子綜合得分K與現(xiàn)金總收入、工資性收入、務(wù)農(nóng)收入總計、政府轉(zhuǎn)移性收入以及家庭總?cè)丝谥g的相關(guān)系數(shù)，在置信度為0.01及0.05時，具有顯著的相關(guān)性。這表明，農(nóng)戶收入水平、家庭總?cè)丝跀?shù)量與農(nóng)戶消費水平之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。再通過兩變量散點圖可知，因子綜合得分與其他變量之間的相關(guān)關(guān)系是正向的，因此，H1、H2假設(shè)成立。

根據(jù)檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，K1、K3得分與農(nóng)戶現(xiàn)金總收入之間分別具有顯著的相關(guān)性。但是K2、K4得分與農(nóng)戶現(xiàn)金總收入之間沒有顯著的相關(guān)性。通過散點圖觀察可知，K1、K3得分與農(nóng)戶現(xiàn)金收入之間具有正向影響。因此，H3、H5假設(shè)成立，H4、H6假設(shè)不成立。這說明，收入水平對農(nóng)戶文化需求變量、品質(zhì)需求變量的消費水平有巨大影響。農(nóng)戶收入越高，越可能產(chǎn)生更多的文化需求及品質(zhì)需求消費。K2、K4變量與收入水平不相關(guān)，這表明農(nóng)戶的發(fā)展需求、健康需求與收入高低關(guān)系不大。這與我們所觀測到的實際情況是相吻合的，生病醫(yī)治、子女入學在村民的消費偏好中具有優(yōu)先級順序。醫(yī)療支出的多少與收入的高低無關(guān)，只與家庭成員的健康狀況相關(guān)。發(fā)展需求與家庭成員數(shù)量具有顯著的相關(guān)性，這是因為農(nóng)戶家庭成員數(shù)量越多，家中越可能存在入學的子女，更大的生活壓力促使部分家庭成員外出務(wù)工的可能性也會增加。

表3 相關(guān)系數(shù)回歸結(jié)果

*. 在置信度(雙測)為 0.05 時，相關(guān)性是顯著的。

**. 在置信度(雙測)為 0.01 時，相關(guān)性是顯著的。

通過以上分析，我們可以根據(jù)農(nóng)戶消費需求類型與收入變量之間的關(guān)系將農(nóng)戶家庭消費模式作進一步變形處理。可以設(shè)定，農(nóng)戶在健康需求、發(fā)展需求中的消費稱為剛性消費變量(T)；文化需求、品質(zhì)需求的消費稱為彈性消費變量(Q)。

那么，農(nóng)戶家庭消費結(jié)構(gòu)方程為：

M1=ɑT+βQ

(3)

其中ɑ、β分別為剛性消費、彈性消費在消費結(jié)構(gòu)中所占比重系數(shù)。

根據(jù)(2)式可計算得出，ɑ=0.463，β=0.537。

因此，我們可以得出H村村民的消費結(jié)構(gòu)方程為：

M1=0.463T+0.537Q

(4)

四、現(xiàn)代化窮人的產(chǎn)生機制：基于消費結(jié)構(gòu)方程的討論

(一)亞文化與消費

本文利用因子分析法找出構(gòu)成農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的公因子，并由此得到因子綜合得分方程。所得出的四類公因子的含義分別為：文化需求公因子在煙酒、衣著、交通消費支出上有較大載荷；發(fā)展需求公因子在食品、文教娛樂消費支出上有較大載荷；品質(zhì)需求公因子在蓋房及房租花費、家庭設(shè)備、用品及服務(wù)上有較大載荷；健康需求公因子在醫(yī)療支出上有較大載荷。研究發(fā)現(xiàn)，文化需求、發(fā)展需求、品質(zhì)需求以及健康需求是構(gòu)成當?shù)噩幾遛r(nóng)戶消費水平的四大因素，在農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的影響排序中，文化需求>發(fā)展需求>品質(zhì)需求>健康需求。

區(qū)別于一般意義上的消費類型，文化需求因子是構(gòu)成當?shù)厣贁?shù)民族村民消費水平的最主要因子。文化需求公因子對總消費水平的影響比例為0.338，而文化需求屬于村民的彈性消費，雖然其在消費結(jié)構(gòu)中并不具有優(yōu)先級，但是在彈性消費中的邊際消費傾向為0.629。這提醒我們在分析不同地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)和模式時，要特別注意地方文化、消費習俗對村民消費習慣的深遠影響。從文化的視角來看，村民彈性消費中更多的收入被用于包括煙酒、衣著等在內(nèi)的“享樂型”消費，而很少會進行符合現(xiàn)代節(jié)儉倫理如儲蓄的理性行為。而在以往的研究中，享樂型消費、過度性消費，往往被稱為消費陋習、不合理消費，被認為是少數(shù)民族山區(qū)貧困的根本原因。也因此很多研究提出文化貧困理論，指出必須徹底改變這種消費陋習農(nóng)戶才能真的脫貧。*王建國：《貧困的侈奢——中國南方少數(shù)民族貧困山區(qū)消費陋習探析》，《吉首大學學報》1993年第3期。但是，我們的研究表明，少數(shù)民族亞文化對消費的影響具有很強的延續(xù)性，尤其是處于偏遠山區(qū)的少數(shù)民族貧困群體，要想徹底打破和重塑當?shù)氐膩單幕Y(jié)構(gòu)，至少在短期內(nèi)幾乎是不可能的。另外，從消費福利的角度來看，文化需求能否被滿足是反映少數(shù)民族福利水平高低的重要標準。對當?shù)卮蟛糠执迕穸?，煙酒被認為是日常生活必需品，一旦完全失去或為了儲蓄而大量減少這部分消費，便意味著村民福利水平的降低，這與扶貧治理的初衷是相背離的。

(二)現(xiàn)代性擴張對消費與福利的影響

農(nóng)戶消費的優(yōu)先級分析表明，代表著現(xiàn)代性消費符號的醫(yī)療和教育制度，已經(jīng)在很大程度上嵌入當?shù)厣贁?shù)民族的消費文化之中，并極大地影響了農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)。發(fā)展需求、健康需求與收入高低關(guān)系不大，發(fā)展需求與家庭成員數(shù)量具有顯著的相關(guān)性。區(qū)別于傳統(tǒng)意義上的消費支出模型，由發(fā)展和健康需求組成的剛性消費變量在方程中的系數(shù)為0.463。這其中，食品并不必然是農(nóng)戶家庭的必須開支，只是作為子女教育的剛性需求而存在。對自給自足的山區(qū)低收入家庭而言，食品支出僅限于基本的油鹽醬醋，只有在發(fā)展需求和健康需求得到滿足之后才會有更多的收入用于食品支出。這說明，單純使用恩格爾系數(shù)判斷貧困山區(qū)少數(shù)民族的貧富差距是不準確的，由現(xiàn)代性擴張所帶來的現(xiàn)代教育、醫(yī)療支出共同構(gòu)成了影響農(nóng)戶消費模式的剛性消費變量，并在消費行為的選擇上具有優(yōu)先順序。

現(xiàn)代性擴張所帶來的發(fā)展和健康支出的增加，并不意味著農(nóng)戶的相對福利水平得到改善。首先，教育支出的增加并沒有帶來足夠的教育回報。一方面，教育支出限制了農(nóng)戶家庭資產(chǎn)的累積。我們發(fā)現(xiàn)27戶有子女入學的家庭中，只有4戶沒有欠款，其他23戶家庭戶均欠款25530元。雖然子女入學與家庭欠款并不存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系，但是子女入學可能將極大地影響農(nóng)戶尤其是低收入農(nóng)戶的還款可能性，并增加了其借款的可能性，這在一定程度上增加了農(nóng)戶累積資本和擴大再生產(chǎn)的難度。另一方面，通過分年齡段的受教育年限對比可以發(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)村地區(qū)“兩免一補”政策的逐步落實和國家九年義務(wù)教育制度的推進，村民的平均受教育水平呈現(xiàn)出代際遞增的趨勢。我們不能否認村民受教育水平的進步，但是也必須看到這個進步是很有限的。目前村莊15～25歲人群的平均受教育年限僅為7.26年，遠低于全國平均水平，并在相當長一段時間內(nèi)與全國相比處于低水平平移狀態(tài)，在市場體制中毫無競爭性可言。加之，H村村民極少外出務(wù)工，即便外出務(wù)工，也是處于最低端的勞力市場，并不能明顯地提高家庭的生活水平。

其次，大量醫(yī)療支出的增加也并不意味著窮人健康狀況的改善。訪談得知，很多農(nóng)戶因家庭經(jīng)濟條件的限制，生病之后只有在無法忍受的情況下才會選擇前往醫(yī)院治療。2015年有15戶農(nóng)戶醫(yī)療支出在5000元以上，健康因子占農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的比重為0.156。與此同時，醫(yī)療資源的不均衡配置使貧困地區(qū)的醫(yī)療水平遠遠無法滿足患者的需求，無法查出病因及大量使用藥物但是疾病反復(fù)發(fā)作的情況相當普遍。2014年H村有58人次患有如胃病、高血壓、關(guān)節(jié)炎、婦科病等各類疾病，2015年共有78人次患有不同程度的各類疾病，發(fā)病人數(shù)超過了村莊總?cè)丝诘娜种?。這也就是說，至少在短期來看，大量的醫(yī)療支出并沒有從根本上改善村民的健康狀況。

教育與醫(yī)療的剛性支出給H村帶來大量負債。截止到2016年6月H村共有41戶農(nóng)戶負債，占統(tǒng)計戶數(shù)的75%。負債總金額為612800元，戶均11785元，人均3049元。假定在支出維持不變的情況下還要償還債務(wù)，人均收入必須增收3000元以上。這也意味著，H村村民即使收入增長了3000元，也只是償還了債務(wù)，整體福利水平并無改善。

(三)在亞文化與現(xiàn)代性之間：現(xiàn)代化的窮人

通過上述分析我們可以發(fā)現(xiàn)，少數(shù)民族的消費亞文化使其無法很快掌握現(xiàn)代倫理，而只有擁有現(xiàn)代性倫理才能在現(xiàn)代市場中獲得更多的收入，這也就意味著山區(qū)少數(shù)民族群體在短期內(nèi)無法依靠市場突破低收入門檻。同時，現(xiàn)代消費文化在不斷地推高少數(shù)民族群體的剛性消費需求，使其既不能產(chǎn)生積累進行再投資擴大再生產(chǎn)，又不能夠在很大程度上改善福利。這也就是我們所謂的“現(xiàn)代化的窮人”，即沒有或很少被現(xiàn)代性倫理影響到的，不具備現(xiàn)代性倫理思維方式，同時又受到現(xiàn)代性過度擴張，導致代表著現(xiàn)代消費文化的剛性消費大量出現(xiàn)，以致福利水平并無較大改善的群體。這種出現(xiàn)在亞文化與現(xiàn)代性之間的貧困陷阱，也是貧困的元問題之所在。

這給我們的啟示是，在當前國家精準扶貧戰(zhàn)略中，針對少數(shù)民族山區(qū)的深度性貧困，我們需要做的，不是要改變他們的消費慣習，打破當?shù)貍鹘y(tǒng)亞文化結(jié)構(gòu)對消費的影響；也不應(yīng)該是完全忽視現(xiàn)代性對消費結(jié)構(gòu)的改造和影響，脫離現(xiàn)代性進行反貧困戰(zhàn)略的構(gòu)建。我們可以從貧困的元問題上來重構(gòu)我國的扶貧邏輯，也就是現(xiàn)代國家的減貧倫理和道德對現(xiàn)代性過度擴張的控制，以及協(xié)助落后于現(xiàn)代化的群體接近和把握現(xiàn)代性倫理；*李小云：《貧困的元問題是什么？》，《南都觀察》，2017年7月5日，http:∥mp.weixin.qq.com/s/VuRKk2zBZA42dWxLgwPunw，2017年10月5日。思考如何將民族地區(qū)傳統(tǒng)亞文化與現(xiàn)代性進行有機結(jié)合，促進基于農(nóng)戶主體認知的福利水平的實現(xiàn)，從而脫離貧困陷阱。