Динамика полигинии в обществах охотников-собирателей, Часть 1
(перевод статьи Уильяма Бакнера от 10 декабря 2024)
Основная идея статьи:
В статье исследуются причины и динамика полигинии (многожёнства) в обществах охотников-собирателей. Автор утверждает, что высокие уровни полигинии часто связаны с принудительными, ориентированными на мужчин брачными соглашениями, где мужчины используют полигинию для присвоения труда женщин. Основные выводы:
1. Женский вклад в пропитание положительно коррелирует с уровнем полигинии: чем больше женщины вносят в пропитание, тем выше вероятность полигинии, особенно в условиях принудительных браков.
2. Устроенные (договорные) браки (особенно при отсутствии выбора у женщин) положительно коррелируют с полигинией: чем меньше свободы выбора у женщин, тем выше уровень полигинии.
3. Возраст женщин при первом браке также играет роль: чем моложе женщины при вступлении в брак, тем выше вероятность полигинии.
Эти результаты согласуются с предыдущими исследованиями, но требуют дальнейшей проверки на более крупных наборах данных.
Я пишу о полигинии уже много лет. Основная идея моих аргументов заключается в том, что высокие уровни полигинии часто связаны с относительно принудительными, ориентированными на мужчин брачными соглашениями, и что полигиния поддерживается не столько женщинами, стремящимися разделить богатого мужчину, сколько мужчинами, использующими эти соглашения для присвоения избыточного труда женщин и извлечения выгоды для себя (см. ссылки выше для примеров). Я не утверждаю, что это всегда так, просто это распространённая модель, особенно заметная, когда процент полигинных браков в обществе высок.
Мои аргументы основаны на анализе этноисторических данных, однако я не проводил формальной проверки этих идей. Здесь я предлагаю краткий повторный анализ работы Марлоу (2003) и делаю некоторые прогнозы, которые я проверю далее с использованием более обширного набора данных (Бинфорд, 2001) во второй части.
В своей статье 2003 года Фрэнк Марлоу исследовал модели полигинии среди обществ охотников-собирателей в Стандартной кросс-культурной выборке (n=36). Марлоу использовал существующие коды SCCS для своего анализа и также любезно предоставил некоторые данные, которые он использовал в этой статье. Я взял данные из его статьи, а также коды SCCS, доступные на D-PLACE, чтобы воспроизвести его работу. Есть два ключевых паттерна, которые он обнаружил, и которые я хочу обсудить здесь.
Во-первых, Марлоу обнаружил значительную отрицательную связь между средним вкладом мужчин в пропитание и процентом замужних женщин, состоящих в полигинных браках (r = -.44, p = 0.014, n = 30). Поскольку мой акцент здесь на женском вкладе в пропитание, я использовал средний вклад женщин вместо мужского. Марлоу фактически использовал код EA для женского вклада в пропитание и вычитал его из 100, так что я по сути использую исходную переменную. Я получил точно такой же результат, как и он (положительный, а не отрицательный, очевидно, поскольку я использую женский вклад, а не мужской).
Обратите внимание, что многие графики, которые я сделал ниже, говорят что-то вроде «Процент женщин, состоящих в полигинных браках», но вместо этого должны говорить что-то вроде «Процент замужних женщин, состоящих в полигинных браках», чтобы более точно отразить код, так как код включает только тех, кто уже состоит в браке, а не всех женщин в целом, как мои графики могут ошибочно подразумевать (я использую термин «женщины», а не «девушки», потому что многие из тех, кто уже состоит в браке, могут быть ещё очень молодыми девушками, в то время как «женщины» подразумевают взрослых). Я сожалею о неточности, но я не собираюсь переделывать все графики, так что просто имейте это в виду.
Этнографические описания из обществ, представленных в нашем наборе данных, хорошо описывают эту модель. Среди шавонте Бразилии, где 49% замужних женщин состоят в полигинных браках согласно коду SCCS, Мэйбери-Льюис (1967) отмечает, что «жёны являются экономическим активом», и обсуждает работу Леви-Стросса среди намбаквара, где «мужчина с несколькими жёнами мог приобрести избыток пищи, что позволяло ему быть щедрым к другим или, альтернативно, посвящать своё время вопросам общественного интереса, а не домашним заботам о пропитании своей семьи».
Далее Марлоу обнаружил значительную положительную корреляцию между договорными браками женщин и процентом замужних женщин, состоящих в полигинных браках (r=0.502, p=0.009, n=26). Шкала договорных браков SCCS — это порядковая переменная с шестью уровнями, которую Марлоу преобразовал в три. Я считаю, что это было оправданно, так как исходная переменная делает различные более тонкие различия, которые не особенно актуальны здесь, в то время как Марлоу упрощает её до: «1 = индивид выбирает или одобрение родителей крайне желательно; 2 = индивид предлагает партнёра, а затем другие устраивают брак, или выбор индивида и договорной брак являются альтернативами, или родители выбирают, но индивид может возразить; 3 = родители выбирают, индивид не может отказаться».
По сути, 1 — это полная или почти полная свобода выбора, 2 — некоторый выбор, а 3 — отсутствие выбора.
Марлоу рассматривает переменную как непрерывную, что я также делаю здесь, и снова я получаю точно такой же результат (r=0.502, p=0.009, n=26). Чтобы лучше визуализировать эту связь, я построил график с линейной аппроксимацией и средними значениями уровней, представленными ниже:
Очевидно, здесь есть важная нелинейная связь, ещё один способ её показать — визуализировать аппроксимацию с помощью квадратичной модели:
Как видно, наиболее заметной категорией является уровень 3, где у женщин нет выбора в устроении брака. Там, где есть полный выбор или некоторый выбор, полигиния обычно не наблюдается в больших масштабах, но там, где выбора нет вообще, наблюдаются самые высокие уровни полигинии. Обратите внимание, что в категории «отсутствие выбора» есть один выброс на уровне 0%, который — наряду с небольшим размером выборки — приводит к широкому доверительному интервалу. Это ведды Шри-Ланки. Примечательно, что их вклад женщин в пропитание кодируется в SCCS как всего 20%, поэтому, несмотря на строгие брачные соглашения, отсутствие полигинии не является полностью неожиданным, учитывая важную роль женского вклада в пропитание, как я обсужу далее ближе к концу этого поста.
Вы также можете заметить выброс на уровне 50% в категории свободного выбора, который, как я подозреваю, является ошибочным кодом. Это общество авеикома Бразилии, и, основываясь на источниках, предоставленных на D-PLACE для поддержки кодов («Люди джунглей: племя кайнганг в высокогорьях Бразилии», Генри 1964 и «Кайнганг», Метро 1946), я думаю, что процент полигинных браков может быть неверным, и код договорных браков должен быть как минимум 2.
Согласно кодам SCCS, 30% женатых мужчин и 50% замужних женщин состоят в полигинных браках, хотя я не уверен, откуда именно взяты эти цифры. Возможно, я что-то упустил, но единственные цифры, которые я смог найти о полигинии, не являются напрямую сопоставимыми. Генри (1964) отмечает, что «Анализ 308 браков, взятых из генеалогий, которые охватывают около 100 лет истории кайнганг, прошлого и настоящего, даёт следующие проценты: 60% моногамных, 18% полигинных, 14% полиандрических и 8% совместных». Он не предоставляет дополнительной информации по полу. Я подозреваю, что проблема полиандрии и «совместных» браков могла каким-то образом исказить переменную полигинии.
Кроме того, кажется, что общая свобода выбора меньше, чем подразумевает переменная договорных браков. Метро (1946) обсуждает детские помолвки:
Согласно переписи Балдуса (1937, с. 43), мужчины обычно старше своих жён, в некоторых случаях на 15–20 лет; среди 37% пар разница составляла 10 лет. Мужчина женится в возрасте 18–20 лет. Если его невеста ещё не достигла совершеннолетия, он остаётся с её родителями, ожидая первых признаков полового созревания. В случае детской помолвки родители юноши должны обеспечивать пропитание девушки.
И он далее отмечает один такой случай явно принудительного устроенного брака:
Церемония брака, описанная Манизером (1930, с. 776), произошла во время попойки. Несколько стариков схватили жениха и невесту и толкнули их друг к другу, несмотря на сопротивление женщины. Затем они затащили их в хижину жениха и оставили там под одеялом. На следующий день женщина убежала, но была возвращена силой.
Возможно, я подробнее рассмотрю многие из этих кодов в будущем посте, чтобы оценить их точность, но здесь я в основном буду придерживаться того, что у нас есть.
Ключевой момент, поднятый этнографическим примером авейкомы (шокленг), отмеченным выше, — это важность возраста в связи как с договорными браками, так и с полигинией. Поскольку молодые девушки, как правило, имеют меньше социальной власти и/или способности осуществлять выбор, чем взрослые женщины, можно ожидать, что договорные браки будут более принудительными и более ориентированными на полигинию среди них.
Среди йолнгу Австралии высокие уровни полигинии обеспечиваются младенческими обручениями: «Проще говоря, мужчины и женщины йолнгу говорили о том, что женщина „даётся“ мужчине, а не наоборот. Многие браки устраивались, когда будущий муж был молод, и даже до рождения девочки, которая станет его женой» (Кин, 1994). И многие женщины, что неудивительно, могут не предпочитать такие соглашения. Кин (1994) ссылается на работу Дженис Рейд, которая интервьюировала женщин йирркала в Австралии, где, несмотря на историю нормативной полигинии, женщины предпочитают моногамию, по крайней мере в последние годы: «Предпочтение моногамных браков сейчас довольно сильно, по крайней мере среди женщин. Когда я спросила 41 женщину из сообщества, сколько жён должен иметь мужчина, 32 сказали одну, а девять сказали две или больше» (Рейд, 1983).
Среди шаванте браки устраиваются, когда девочки, в частности, ещё очень молоды и имеют мало голоса в этом вопросе:
Договорённости изначально заключаются родителями заинтересованных сторон... Поскольку предполагаемые невеста и жених настолько молоды, их пожелания обычно не принимаются во внимание. Девочки часто слишком малы, чтобы понимать переговоры. Мальчики, с другой стороны, могут суметь добиться того, чтобы их предпочтения были учтены старшими (Мэйбери-Льюис, 1967).
Я хотел проверить, есть ли связь между возрастом женщин при первом браке и процентом замужних женщин, состоящих в полигинных браках, поэтому я взял коды SCCS из D-PLACE о возрасте при первом браке и сравнил их с данными о полигинии, предоставленными Марлоу. К сожалению, много данных отсутствует, поэтому у нас есть только 12 обществ с данными о возрасте при первом браке и полигинии, однако мы видим предсказанную закономерность (r = -0.57, p = 0.053).
Очевидно, что это значение \(p\) не очень убедительно, но при \(n = 12\) этого следовало ожидать, и мы видим умеренный эффект, с более частыми полигинными браками там, где возраст женщин при первом браке ниже. Примечательно, что выброс на уровне 50% — это снова авеикома — согласно кодам SCCS, возраст женщин при первом браке составляет 19,5! Это явно неверно в свете того, что сказал Метро выше, так что даже эта умеренная связь, которую мы обнаружили, может недооценивать реальность. Из-за небольшого размера выборки я не могу сделать больше, но когда я буду использовать набор данных Бинфорда во второй части, я рассмотрю влияние возраста на полигинию.
Продолжая работать с данными Марлоу, я провёл множественный линейный регрессионный анализ, оценивая влияние договорных браков и женского вклада в пропитание на полигинию:
Я стандартизировал коэффициенты (β) для удобства сравнения, так как мы работаем с переменными в разных масштабах (женский вклад в пропитание — это процент, а договорной брак — трёхбалльная шкала). Как видно из таблицы выше, модель имеет умеренный размер эффекта (R² = .37), и оба предиктора остаются значимыми по отдельности при учёте другого.
Конечно, как показали графики, которые я опубликовал выше, существует нелинейная связь между нашей шкалой договорных браков и процентом замужних женщин, состоящих в полигинных браках, поэтому я также провёл явную квадратичную регрессионную модель:
Теперь один очень важный момент, который я до сих пор не поднимал, — это проблема Гальтона. Общества, которые более тесно связаны друг с другом исторически или взаимодействовали друг с другом ранее, часто разделяют убеждения и практики, которые не отражают независимое происхождение, что означает, что рассмотрение обществ как независимых точек данных создаёт определённые трудности, искажая корреляции и модели, которые я описал выше. Возможно, эти паттерны отражают общую культурную историю обществ в определённых регионах, а не независимые причинные эффекты.
D-PLACE содержит данные о широте и долготе для каждого общества, и я также использовал эту филогенетическую языковую структуру для измерения пространственной автокорреляции (Морана I) и филогенетического сигнала (Бломберга K) для трёх ключевых переменных, которые я обсуждал:
Результаты показывают, что процент женщин, состоящих в полигинных браках, и женский вклад в пропитание демонстрируют умеренный филогенетический сигнал и свидетельства пространственной автокорреляции. То есть общества, которые более тесно связаны друг с другом (по их положению в языковой филогении) и ближе друг к другу географически, имеют более схожие уровни полигинии и средний женский вклад в пропитание. Устроенные браки, однако, не показывают значительного филогенетического сигнала или свидетельств пространственной автокорреляции.
Стандартная кросс-культурная выборка была создана специально для учёта проблемы Гальтона путём обрезки Этнографического атласа и выборки только одного общества из 186 различных культурных областей, но она несовершенна, особенно в этом случае, где мы сократили выборку до только охотников-собирателей.
Я провёл филогенетически контролируемую регрессию, используя броуновское движение для моделирования эволюции признаков, что может помочь учесть культурную связанность (но не пространственную автокорреляцию напрямую), и мы получили очень похожие результаты, хотя коэффициенты немного меньше, и всё ещё есть свидетельства остаточного филогенетического сигнала, который наша модель не улавливает (K=1.06, p=0.018).
Одна проблема с вышеуказанным заключается в том, что методы регрессии, которые я использовал, предполагают нормальное распределение для зависимой переменной (женская полигиния), но уровни женской полигинии не распределены нормально по обществам (W = 0.78, p < 0.001), поэтому я также провёл бета-регрессию, так как она хорошо подходит для моделирования пропорциональных данных. Поскольку бета-регрессии требуют, чтобы значения были строго между 0 и 1, я масштабировал и скорректировал граничные значения переменной женской полигинии (y(n−1) + 0.5/n). Поскольку значения в нашей переменной полигинии смещены в сторону 0 (как видно из графиков выше), я выполнил арксинус-квадратный корень преобразования для обработки смещения. Мы видим очень похожие результаты здесь, хотя женский вклад в пропитание больше не является значимым (p=0.06), возможно, отчасти из-за нашего небольшого размера выборки. Имейте в виду, что коэффициенты здесь не сопоставимы напрямую с другими моделями из-за арксинусного преобразования:
Другой способ проверки этих связей — использование обобщённой аддитивной модели (GAM) с пространственным сглаживающим членом s(Широта + Долгота), что может помочь учесть пространственную автокорреляцию (но не культурную связанность напрямую). Я использовал дополнительную log-log функцию в R для этой бета-модели, чтобы справиться со смещением женской полигинии:
Ещё один похожий результат здесь, хотя снова женский вклад в пропитание не является значимым, что, вероятно, связано как с нашим небольшим размером выборки, так и с тем, что женский вклад коррелирует с широтой (r=−0.47, p=0.015), поэтому попытка учесть пространственную автокорреляцию в этой несколько грубой форме может подавить часть этого эффекта.
Кроме того, ни филогенетическая регрессия, ни GAM не могут учесть одновременно филогенетическое влияние и пространственную автокорреляцию.
Наконец, я хотел провести байесовскую модель, которая могла бы помочь учесть как филогенетические, так и пространственные паттерны. Я провёл байесовскую бета-регрессию с филогенетическими и пространственными случайными эффектами, используя слабо информативные априорные распределения. Я использовал филогенетическую матрицу дисперсии-ковариации, полученную из дерева, и пространственную корреляционную матрицу, основанную на географическом расстоянии между обществами, с экспоненциальным затуханием. Я построил распределение апостериорной вероятности ниже:
В целом эффект договорных браков (β=0.35, pd=0.94) и женского вклада в пропитание (β=0.38, pd=0.94) на полигинию кажется довольно устойчивым даже при включении филогенетических и пространственных контролей. Были свидетельства как филогенетического (SD = 0.41, 90% HPDI [0.0003, 1.04]), так и пространственного (SD = 0.74, 90% HPDI [0.005, 1.41]) эффектов в модели, хотя, как видно, много неопределённости из-за нашего небольшого размера выборки. [Примечание: «вероятность направления (pd) — это доля апостериорного распределения, которая имеет тот же знак, что и медиана (т.е. больше или меньше 0) (Makowski, Ben-Shachar и Lüdecke 2019; McElreath 2020). Мы интерпретируем связи между предикторами и результатами как сильные доказательства, когда 90% апостериорных распределений не включают 0, и как умеренные, когда 80% апостериорных распределений не включают 0» (Garfield et al, 2023).]
Мы также можем смоделировать влияние устроенных браков и женского вклада в пропитание на полигинию как эффект взаимодействия в байесовской бета-регрессии, и я получил очень сильный результат (β=0.62, pd=0.96). Я построил прогнозы модели ниже, что, как мне кажется, хорошо иллюстрирует паттерн. Модель имеет хорошую прогностическую точность, так как прогнозируемые уровни полигинии из модели сильно коррелируют с фактическими уровнями (r=0.951, MAE=0.068).
Примечательно, что именно сочетание высокого вклада женщин в натуральное хозяйство и принудительных договорных браков, взаимодействующих друг с другом, наиболее сильно способствует высокому уровню полигинии.
В качестве еще одной проверки я также рассчитал связь между вкладом женщин и процентом женщин, состоящих в полигинных браках, для каждого уровня договорных браков: в обществах со свободным выбором связь между вкладом женщин в натуральное хозяйство и полигинией практически отсутствовала (r = 0. 007, p = 0,98, n = 13), в обществах с некоторым выбором наблюдалась небольшая положительная, но не значимая связь (r = 0,45, p = 0,27, n = 8), а в обществах без выбора наблюдалась значительная положительная связь (r = 0,97, p = 0,007, n = 5). Вот как они выглядят в виде линейной зависимости:
Конечно, это небольшие размеры выборок, и простые корреляции не контролируют филогению или пространственную автокорреляцию, поэтому байесовская модель была полезной, но приятно, что мы видим то же самое при разных способах обработки данных.
Заключение
Я думаю, что эти результаты имеют смысл. Если договорные браки являются принудительными, но мужчины всё ещё вносят основной вклад в пропитание, высокие уровни полигинии обычно не могут поддерживаться, потому что большинство мужчин не могут содержать нескольких жён. С другой стороны, если браки основаны на свободном выборе, но женщины вносят основной вклад в пропитание, высокие уровни полигинии могут быть труднодостижимы, потому что большинство женщин, вероятно, предпочли бы не делить партнёра. Но когда женщины вносят основной вклад в пропитание + договорные браки являются высокопринудительными + (я предполагаю) женские браки устраиваются в очень молодом возрасте, гораздо легче поддерживать более высокие уровни полигинии.
В целом, я считаю, что эти результаты являются показательными и полезной репликацией работы Марлоу, но мы всё ещё ограничены небольшим размером выборки и грубыми измерениями. Во второй части я буду использовать набор данных Бинфорда об охотниках-собирателях, который гораздо больше, а в третьей части я углублюсь в этнографические источники для отдельных кодов, чтобы увидеть, насколько хорошо они выдерживают проверку.
Смотрите две очень похожие статьи: Ross et al (2018) — «Большее неравенство богатства, меньше полигинии: переосмысление модели порога полигинии» и Minocher et al (2019) — «Объяснение моделей брака в глобально репрезентативной выборке через социоэкологию и историю популяций: байесовский филогенетический анализ с использованием нового супердерева».
Статья Ross эффективно исследует некоторые важные социоэкологические динамики, связанные с мужским богатством и полигинией, хотя они используют модель взаимного выбора партнёра, что сильно отличается от подхода, который я здесь принимаю.
Статья Minocher вполне совместима с моими результатами — они обнаружили значительную вероятность направления для договорных браков, предсказывающих процент женатых мужчин, состоящих в полигинных браках, по всей SCCS (pd=0.94), что точно соответствует тому, что я обнаружил, изучая влияние договорных браков на процент женщин, состоящих в полигинных браках, в моей байесовской модели (pd=0.94). Они также обнаружили сильную вероятность направления для женского сельского хозяйства на процент женатых мужчин, состоящих в полигинных браках (pd=0.96), что близко к тому, что я обнаружил для влияния женского вклада в пропитание на процент женщин, состоящих в полигинных браках (pd=0.94). Я использовал другое филогенетическое дерево и рассматривал только охотников-собирателей в SCCS, поэтому схожие результаты, я думаю, обнадёживают.