李小云，高 明

在所有關(guān)于財(cái)富增長(zhǎng)的學(xué)說中，節(jié)儉和累積被認(rèn)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(jì)人屬性決定了人追求財(cái)富累積和利潤(rùn)的人生目的，但節(jié)儉是人改善生活和社會(huì)地位的理性行為。馬克思也認(rèn)為資產(chǎn)階級(jí)不遺余力地將剩余價(jià)值通過儲(chǔ)蓄的手段轉(zhuǎn)化為累積的資本，而儲(chǔ)蓄行為的產(chǎn)生自有著節(jié)儉的文化支撐。韋伯則進(jìn)一步對(duì)現(xiàn)代資本主義精神與新教禁欲主義倫理的關(guān)系進(jìn)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(gè)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(qiáng)烈地反對(duì)任意享用財(cái)富并且對(duì)消費(fèi)進(jìn)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(xué)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(cái)富、累積資本的先決條件，過度性消費(fèi)或者說由節(jié)儉倫理確定的不合理消費(fèi)是導(dǎo)致貧困的原因。以上論據(jù)都有一個(gè)根本假設(shè)前提，即節(jié)儉倫理是構(gòu)成現(xiàn)代社會(huì)文化的基本因素之一，并被理解成現(xiàn)代社會(huì)的大眾文化和基本價(jià)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(huì)結(jié)構(gòu)中貧窮的本質(zhì)，但是在亞文化結(jié)構(gòu)社會(huì)的消費(fèi)和貧困問題上并沒有引起足夠的重視。事實(shí)上，當(dāng)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(yuǎn)離現(xiàn)代性，市場(chǎng)化程度不高，大多處于自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，并且表現(xiàn)出很強(qiáng)的亞文化結(jié)構(gòu)特征。與此同時(shí)，代表著現(xiàn)代消費(fèi)文化的教育、醫(yī)療制度通過國家的推動(dòng)正不斷深入改變少數(shù)民族貧困群體的消費(fèi)文化。那么，在中國亞文化結(jié)構(gòu)鮮明的少數(shù)民族偏遠(yuǎn)貧困地區(qū)，亞文化與貧困的關(guān)系是如何通過消費(fèi)表現(xiàn)出來的？現(xiàn)代性的擴(kuò)張對(duì)目前低度市場(chǎng)化的邊緣貧困群體的消費(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)？對(duì)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(kuò)張對(duì)少數(shù)民族消費(fèi)和貧困的影響

長(zhǎng)期以來，圍繞現(xiàn)代性與貧困的探討有很多，很多研究對(duì)以現(xiàn)代性的擴(kuò)張導(dǎo)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(shí)，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)代性的擴(kuò)張帶來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困率之間的關(guān)系并不是線性的，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從某種程度上甚至“壯大”了貧困人口的隊(duì)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(duì)貧困的研究范式也趨于全面，如阿瑪?shù)賮啞ど瓘哪芰Α?quán)利的視角對(duì)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(shí)等后現(xiàn)代知識(shí)體系重塑了全球貧困與減貧話語體系。*李小云：《當(dāng)代國際農(nóng)業(yè)發(fā)展理論與實(shí)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(rèn)的一點(diǎn)是，在深度貧困地區(qū)，以經(jīng)濟(jì)狀況作為衡量指標(biāo)的現(xiàn)代性擴(kuò)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(fèi)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(shí)，需要首先把握這種現(xiàn)代化入侵對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)的影響，尤其是對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變與重塑。

然而目前來看，從現(xiàn)代性擴(kuò)張的視角分析貧困的緣由尤其是貧困人口消費(fèi)問題還較為少見。從研究?jī)?nèi)容上來看，盡管沈紅等基于擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型分析了上世紀(jì)80年代末中國貧困地區(qū)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，但由于當(dāng)時(shí)現(xiàn)代性的擴(kuò)張尚未完全深入到中國邊緣貧困地區(qū)，基本生活消費(fèi)構(gòu)成了消費(fèi)結(jié)構(gòu)的主要部分，因此很少涉及到代表著現(xiàn)代性擴(kuò)張的醫(yī)療、教育消費(fèi)在消費(fèi)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(kuò)張大多被分解為不同微觀元素加以討論，尤其是在對(duì)致貧原因進(jìn)行分析時(shí)，現(xiàn)代性擴(kuò)張所導(dǎo)致的醫(yī)療、教育等問題被學(xué)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(gè)因病致貧戶的調(diào)查數(shù)據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2016年第10期；張國強(qiáng)：《因教致貧的社會(huì)學(xué)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(fèi)維度的描述層面，很少關(guān)注到窮人消費(fèi)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(duì)中國少數(shù)民族消費(fèi)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究大多只是基于一般消費(fèi)問題研究的延續(xù)。這其中，擴(kuò)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(xué)者們得出的結(jié)論類似，缺乏足夠的學(xué)術(shù)創(chuàng)新性。如有學(xué)者分別利用中國不同省份的數(shù)據(jù)，采用擴(kuò)展模型進(jìn)行實(shí)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(fèi)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(duì)恩施地區(qū)消費(fèi)總水平的發(fā)展變化進(jìn)行了描述，*余石：《恩施土家族苗族自治州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究》，《中南民族學(xué)院學(xué)報(bào)》(自然科學(xué)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(fèi)主要受滯后預(yù)期和農(nóng)村居民人均純收入兩個(gè)因素影響。*洪名勇：《民族習(xí)慣與農(nóng)村居民消費(fèi):一個(gè)實(shí)證分析》，《貴州大學(xué)學(xué)報(bào)》2013年第2期。也有研究對(duì)少數(shù)民族消費(fèi)市場(chǎng)的開拓、部分少數(shù)民族飲食消費(fèi)習(xí)慣進(jìn)行了分析。另一類分析中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)主要是以因子分析法為基礎(chǔ)的統(tǒng)計(jì)研究，通過對(duì)各省份不同消費(fèi)得分進(jìn)行排序，從而確定不同省份發(fā)展和政策支持的優(yōu)先級(jí)。*寧自軍：《因子分析在居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)分析中的應(yīng)用》，《數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理》2004年第1期；吳棟等：《近年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)統(tǒng)計(jì)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(jì)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(fèi)結(jié)構(gòu)實(shí)證研究》，《遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào)》2008年第2期?？梢园l(fā)現(xiàn)，學(xué)者們認(rèn)識(shí)到了少數(shù)民族具有不同于漢民族的消費(fèi)差異，但是鮮有學(xué)者對(duì)這種差異做出具體的基于家計(jì)調(diào)查的結(jié)構(gòu)性分析。

(二)消費(fèi)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(gè)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(huì)學(xué)》第十版，李強(qiáng)等譯，北京：中國人民大學(xué)出版社，1999年，第78-79頁。關(guān)于亞文化對(duì)少數(shù)民族消費(fèi)和貧困的研究存在著兩種范式的認(rèn)知，一種是基于現(xiàn)代理性節(jié)儉倫理和資本增長(zhǎng)的理論，認(rèn)為不理性的經(jīng)濟(jì)行為和過度性消費(fèi)是導(dǎo)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(duì)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(huì)科學(xué)》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(fèi)陋習(xí)探析》，《吉首大學(xué)學(xué)報(bào)》1993年第3期。另一種認(rèn)知?jiǎng)t基于后現(xiàn)代知識(shí)體系對(duì)亞文化和本土文化的認(rèn)同，認(rèn)為現(xiàn)代性視域里對(duì)亞文化消費(fèi)的研究往往停留在單一現(xiàn)象的描述階段，都有一個(gè)前提假設(shè)，即認(rèn)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(huì)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。基于對(duì)現(xiàn)代發(fā)展遭遇失敗的反思，學(xué)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(shí)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(diǎn)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(huì)學(xué)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(xiàng)目是如何失敗的》，胡曉毅譯，北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2011年。

事實(shí)上，現(xiàn)代性的擴(kuò)張對(duì)少數(shù)民族消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，在尊重具有部分前現(xiàn)代特征的少數(shù)民族消費(fèi)亞文化的同時(shí)，我們也不能完全脫離現(xiàn)代性的時(shí)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(fèi)端向深度性貧困地區(qū)的擴(kuò)張及其與亞文化所產(chǎn)生的消費(fèi)如何共存，以及組成了何種形式的消費(fèi)結(jié)構(gòu)的問題，還較少有學(xué)者進(jìn)行探討。尤其是當(dāng)前中國深度性少數(shù)民族貧困群體的消費(fèi)特征、消費(fèi)習(xí)慣及消費(fèi)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(shí)地調(diào)查分析的基礎(chǔ)上，對(duì)影響少數(shù)民族消費(fèi)行為的變量、消費(fèi)行為異質(zhì)性機(jī)理做的定量、定性研究。因之我們的研究將從消費(fèi)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(diǎn)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(kuò)張，如何對(duì)貧困群體的消費(fèi)文化和結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

二、少數(shù)民族貧困群體消費(fèi)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(biāo)構(gòu)成

本研究主要關(guān)注偏遠(yuǎn)山區(qū)的少數(shù)民族農(nóng)民。這些地區(qū)的特點(diǎn)是市場(chǎng)化程度較低、勞動(dòng)力外流不明顯，家庭生計(jì)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(dāng)?shù)厣鐣?huì)文化之中，村民在此方面有一定的支出。本文使用滇南西雙版納一個(gè)瑤族自然村落55戶的全樣本數(shù)據(jù)。與當(dāng)?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(dòng)力外流狀況較少的村落很多，H村在當(dāng)?shù)胤浅５湫?。H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(zhǔn)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(shí)際涵蓋了剩余的55戶農(nóng)戶共204人。數(shù)據(jù)收集時(shí)間為2016年3月。本文提出的農(nóng)戶家庭消費(fèi)僅指農(nóng)戶生活消費(fèi)，不包含家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用。此外，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶禮金支出只占家庭消費(fèi)總支出的極小部分，因此沒有作為分析家庭消費(fèi)的變量之一。關(guān)于消費(fèi)變量的設(shè)定，本次調(diào)查借鑒了國家統(tǒng)計(jì)局的分類方式，同時(shí)也在一定程度上突出了當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶消費(fèi)的偏好特征。因此，最終的消費(fèi)指標(biāo)共分為9項(xiàng)，構(gòu)成如下：

表1 消費(fèi)指標(biāo)名稱及說明

(二)因子分析——提煉解釋消費(fèi)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的處理。在進(jìn)行因子分析之前，需要做適用性檢驗(yàn)，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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行適用性檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)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(yàn)以及相關(guān)性檢驗(yàn)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?cái)?shù)值向0～1分化，同時(shí)保持同一行中各元素平方和不變。但是在公因子個(gè)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(jì)結(jié)果中存在第四個(gè)接近于1的特征根的實(shí)際情況，我們判斷增加一個(gè)公因子將增強(qiáng)其對(duì)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(shí)，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(gè)變量共同度略低于70%，這說明提取的公因子對(duì)各變量的解釋能力較強(qiáng)。此外，4個(gè)公因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到78.022%，已經(jīng)足夠我們選擇這4個(gè)因子對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)模式進(jìn)行描述，因此選擇4個(gè)公因子對(duì)變量進(jìn)行解釋是合理可行的。下面我們采用主成分法，同時(shí)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(biāo)準(zhǔn)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(gè)公因子的實(shí)際含義

通過上述分析我們最終確定，H村村民消費(fèi)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(gè)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(dāng)?shù)卮迕竦奈幕c地域消費(fèi)偏好。在基本食物自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)模式下，農(nóng)戶的收入更多地用于非食物性消費(fèi)。對(duì)于當(dāng)?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(fèi)品，尤其是在村民維持社會(huì)關(guān)系的各類宴會(huì)上，煙酒更是必備之物。在偏遠(yuǎn)貧困山區(qū)，相對(duì)貧困的村莊往往距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣市區(qū)所在地較遠(yuǎn)，摩托車是H村村民與外界進(jìn)行包括生產(chǎn)、銷售、上學(xué)、走親訪友等很多社會(huì)行為的主要方式，并由此產(chǎn)生了大量交通費(fèi)用?；诖?，我們使用文化因子來對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民生活實(shí)際需求和生活消費(fèi)偏好進(jìn)行解釋。

實(shí)際上，自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)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(fèi)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(fèi)，大部分農(nóng)戶家庭食品的消費(fèi)是由入學(xué)子女的生活費(fèi)組成。此外，文教娛樂基本是由子女入學(xué)的學(xué)雜費(fèi)用、住宿費(fèi)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(gè)變量上有較大載荷，兩個(gè)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(cái)務(wù)的必要支出，我們使用發(fā)展需求因子對(duì)其進(jìn)行解釋。

第三公因子在蓋房及房租花費(fèi)(X4)、家庭設(shè)備、用品及服務(wù)(X5)兩個(gè)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(fèi)及家具的消費(fèi)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(yàn)結(jié)果也表明，醫(yī)療支出與其他8項(xiàng)消費(fèi)變量之間相關(guān)關(guān)系不顯著，因此其單獨(dú)作為一項(xiàng)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(píng)價(jià)模型

根據(jù)旋轉(zhuǎn)后成份得分系數(shù)矩陣，同時(shí)以旋轉(zhuǎn)后公因子方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，最終得到因子綜合評(píng)價(jià)模型，并依此計(jì)算各因子得分及綜合評(píng)價(jià)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(píng)價(jià)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(gè)因子上的消費(fèi)水平，因子綜合評(píng)價(jià)模型反映的是根據(jù)各項(xiàng)因子重新劃分權(quán)重后，農(nóng)戶整體消費(fèi)水平的排名高低。分值的大小反映了距離平均消費(fèi)水平的高低，得分越高，在該項(xiàng)的消費(fèi)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(fèi)水平來講，即便有少數(shù)農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)能力大小，只能反映農(nóng)戶在各因子維度及總體上的消費(fèi)水平，但是消費(fèi)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(shí)別、扶貧政策瞄準(zhǔn)方面，各類因子的得分排名可以提供較為準(zhǔn)確的指導(dǎo)。

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(shí)際上農(nóng)戶在文化因子上的消費(fèi)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(fèi)，隨著收入的增加，村民的文化因子得分也會(huì)得到一定程度的增加。同時(shí)這也說明，同一區(qū)域內(nèi)的群體具有相似的文化消費(fèi)偏好，并對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)有著重要的影響。

3.聚類分析——消費(fèi)水平的總體比較

上文得出的一個(gè)基本判斷是大部分農(nóng)戶的消費(fèi)水平并不存在明顯差異，接下來我們使用聚類分析對(duì)此作進(jìn)一步的驗(yàn)證。其中個(gè)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(duì)數(shù)據(jù)變量采取Z得分值標(biāo)準(zhǔn)化的方法進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，對(duì)不同農(nóng)戶的消費(fèi)水平進(jìn)行初步分類。由于樣本大小的限制和實(shí)際分類的需要，本文按照5群集結(jié)果進(jìn)行分類，以樣本編號(hào)代表不同農(nóng)戶家庭，其中類別1為最高級(jí)別，類別5為最低級(jí)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(xué)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(fèi)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(fèi)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(dāng)?shù)厣贁?shù)民族農(nóng)戶的消費(fèi)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(fèi)水平低，村莊的貧困狀況可能較為嚴(yán)重。

4.公因子為變量的消費(fèi)結(jié)構(gòu)模型

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

通過計(jì)算可得消費(fèi)模式的計(jì)算公式：

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

(2)

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

基于公因子為變量的消費(fèi)模式模型能夠清晰地反映各公因子對(duì)村民平均消費(fèi)水平的影響程度?？梢钥闯觯谙M(fèi)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(fèi)偏好以及子女教育等因素對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)模式有著更為深遠(yuǎn)的影響。在已經(jīng)解決基本的溫飽問題之后，農(nóng)戶消費(fèi)中有較大比例用于飲酒抽煙等所謂的過度性消費(fèi)。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(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)也存在很大的影響。盡管健康因子占消費(fèi)結(jié)構(gòu)比重最小，但是健康變量也與農(nóng)戶消費(fèi)模式存在密切的聯(lián)系。

三、影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素與變量的優(yōu)先級(jí)分析

上文中，我們探討了以公因子為變量的消費(fèi)結(jié)構(gòu)模型，具體給出了各公因子的計(jì)算系數(shù)，從數(shù)量關(guān)系上確定了各變量對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。實(shí)際上，以上分析的變量都為消費(fèi)型變量，消費(fèi)性變量對(duì)理解農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)有著直觀的效果，但變量本身以及消費(fèi)模式可能也會(huì)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(fèi)類型是否存在優(yōu)先級(jí)次序，這些問題都需要進(jìn)行下一步的討論。

(一)選擇影響農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素變量

根據(jù)經(jīng)典消費(fèi)理論可知，人們的消費(fèi)水平受收入的限制，在收入約束相對(duì)較緊的現(xiàn)實(shí)情況下，經(jīng)濟(jì)變量對(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(yàn)判斷，不同的收入水平會(huì)對(duì)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(fèi)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(fèi)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(jià)格等也可能與農(nóng)戶家庭消費(fèi)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(jì)收入水平兩個(gè)維度的變量對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，并使用調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。首先我們提出以下假設(shè)：

H1：收入水平與農(nóng)戶消費(fèi)水平之間存在正向影響；

H2：家庭人口數(shù)量與農(nóng)戶消費(fèi)水平之間存在正向影響；

H3：收入水平與文化需求消費(fèi)水平之間存在正向影響；

H4：收入水平與發(fā)展需求消費(fèi)水平之間存在正向影響；

H5：收入水平與品質(zhì)需求消費(fèi)水平之間存在正向影響；

H6：收入水平與健康需求消費(fèi)水平之間存在正向影響。

在具體的指標(biāo)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(gè)變量。同時(shí)，以因子綜合得分K表示為總體消費(fèi)水平，因子得分來替代各公因子變量的消費(fèi)水平。

(二)檢驗(yàn)方法與結(jié)果分析

1.信度檢驗(yàn)

測(cè)定方法的正確性和精確性需要得到信度檢驗(yàn)，我們使用Cronbach'α系數(shù)作為檢驗(yàn)信度的指標(biāo)。通常認(rèn)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(rèn)為是高信度。根據(jù)我們對(duì)使用數(shù)據(jù)的分析，本研究變量信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示各個(gè)變量的Cronbach'α系數(shù)值都在0.5以上，所以本研究使用的測(cè)量問卷具有較高的信度，可以作進(jìn)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(duì)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(xiàng)變量做相關(guān)分析。

相關(guān)性檢驗(yàn)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(jì)、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(shí)，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(fèi)水平之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。再通過兩變量散點(diǎn)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(yàn)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(diǎn)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(duì)農(nóng)戶文化需求變量、品質(zhì)需求變量的消費(fèi)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(fèi)。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(cè)到的實(shí)際情況是相吻合的，生病醫(yī)治、子女入學(xué)在村民的消費(fèi)偏好中具有優(yōu)先級(jí)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?yàn)檗r(nóng)戶家庭成員數(shù)量越多，家中越可能存在入學(xué)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(huì)增加。

表3 相關(guān)系數(shù)回歸結(jié)果

*. 在置信度(雙測(cè))為 0.05 時(shí)，相關(guān)性是顯著的。

**. 在置信度(雙測(cè))為 0.01 時(shí)，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(fèi)需求類型與收入變量之間的關(guān)系將農(nóng)戶家庭消費(fèi)模式作進(jìn)一步變形處理?？梢栽O(shè)定，農(nóng)戶在健康需求、發(fā)展需求中的消費(fèi)稱為剛性消費(fèi)變量(T)；文化需求、品質(zhì)需求的消費(fèi)稱為彈性消費(fèi)變量(Q)。

那么，農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)方程為：

M1=ɑT+βQ

(3)

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

根據(jù)(2)式可計(jì)算得出，ɑ=0.463，β=0.537。

因此，我們可以得出H村村民的消費(fèi)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(jī)制：基于消費(fèi)結(jié)構(gòu)方程的討論

(一)亞文化與消費(fèi)

本文利用因子分析法找出構(gòu)成農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)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(fèi)支出上有較大載荷；品質(zhì)需求公因子在蓋房及房租花費(fèi)、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(dāng)?shù)噩幾遛r(nóng)戶消費(fèi)水平的四大因素，在農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)類型，文化需求因子是構(gòu)成當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族村民消費(fèi)水平的最主要因子。文化需求公因子對(duì)總消費(fèi)水平的影響比例為0.338，而文化需求屬于村民的彈性消費(fèi)，雖然其在消費(fèi)結(jié)構(gòu)中并不具有優(yōu)先級(jí)，但是在彈性消費(fèi)中的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.629。這提醒我們?cè)诜治霾煌貐^(qū)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和模式時(shí)，要特別注意地方文化、消費(fèi)習(xí)俗對(duì)村民消費(fèi)習(xí)慣的深遠(yuǎn)影響。從文化的視角來看，村民彈性消費(fèi)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(fèi)，而很少會(huì)進(jìn)行符合現(xiàn)代節(jié)儉倫理如儲(chǔ)蓄的理性行為。而在以往的研究中，享樂型消費(fèi)、過度性消費(fèi)，往往被稱為消費(fèi)陋習(xí)、不合理消費(fèi)，被認(rèn)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(fèi)陋習(xí)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(fèi)陋習(xí)探析》，《吉首大學(xué)學(xué)報(bào)》1993年第3期。但是，我們的研究表明，少數(shù)民族亞文化對(duì)消費(fèi)的影響具有很強(qiáng)的延續(xù)性，尤其是處于偏遠(yuǎn)山區(qū)的少數(shù)民族貧困群體，要想徹底打破和重塑當(dāng)?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(fèi)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(biāo)準(zhǔn)。對(duì)當(dāng)?shù)卮蟛糠执迕穸?，煙酒被認(rèn)為是日常生活必需品，一旦完全失去或?yàn)榱藘?chǔ)蓄而大量減少這部分消費(fèi)，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(kuò)張對(duì)消費(fèi)與福利的影響

農(nóng)戶消費(fèi)的優(yōu)先級(jí)分析表明，代表著現(xiàn)代性消費(fèi)符號(hào)的醫(yī)療和教育制度，已經(jīng)在很大程度上嵌入當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族的消費(fèi)文化之中，并極大地影響了農(nóng)戶的消費(fèi)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(fèi)支出模型，由發(fā)展和健康需求組成的剛性消費(fèi)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(duì)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(huì)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(zhǔn)確的，由現(xiàn)代性擴(kuò)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(fèi)模式的剛性消費(fèi)變量，并在消費(fèi)行為的選擇上具有優(yōu)先順序。

現(xiàn)代性擴(kuò)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(duì)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(bào)。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(xué)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(xué)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(xué)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(kuò)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(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)村地區(qū)“兩免一補(bǔ)”政策的逐步落實(shí)和國家九年義務(wù)教育制度的推進(jìn)，村民的平均受教育水平呈現(xiàn)出代際遞增的趨勢(shì)。我們不能否認(rèn)村民受教育水平的進(jìn)步，但是也必須看到這個(gè)進(jìn)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(yuǎn)低于全國平均水平，并在相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)與全國相比處于低水平平移狀態(tài)，在市場(chǎng)體制中毫無競(jìng)爭(zhēng)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(chǎng)，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(jì)條件的限制，生病之后只有在無法忍受的情況下才會(huì)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(fèi)結(jié)構(gòu)的比重為0.156。與此同時(shí)，醫(yī)療資源的不均衡配置使貧困地區(qū)的醫(yī)療水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(dāng)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弧＿@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(fù)債。截止到2016年6月H村共有41戶農(nóng)戶負(fù)債，占統(tǒng)計(jì)戶數(shù)的75%。負(fù)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(zhǎng)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(fèi)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(chǎng)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(chǎng)突破低收入門檻。同時(shí)，現(xiàn)代消費(fèi)文化在不斷地推高少數(shù)民族群體的剛性消費(fèi)需求，使其既不能產(chǎn)生積累進(jìn)行再投資擴(kuò)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(shí)又受到現(xiàn)代性過度擴(kuò)張，導(dǎo)致代表著現(xiàn)代消費(fèi)文化的剛性消費(fèi)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(dāng)前國家精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略中，針對(duì)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(fèi)慣習(xí)，打破當(dāng)?shù)貍鹘y(tǒng)亞文化結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響；也不應(yīng)該是完全忽視現(xiàn)代性對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改造和影響，脫離現(xiàn)代性進(jìn)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(duì)現(xiàn)代性過度擴(kuò)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(jìn)行有機(jī)結(jié)合，促進(jìn)基于農(nóng)戶主體認(rèn)知的福利水平的實(shí)現(xiàn)，從而脫離貧困陷阱。