際際滷

際際滷Share a Scribd company logo

Porcic mobilnost i_stocarstvo_-_kroskulturna_analiza

Waleed S
Waleed S

statistics analysis

1 of 16
Download to read offline
ORIGINALNI NAUNI RAD UDK 902.3 Marko Pori Veza izmeu mobilnosti i stoarstva kroskulturna analiza Apstrakt: Mobilnost i stoarstvo se, pod uticajem pojma nomadsko stoarstvo i transhumanca, esto me邸aju i poistoveuju. Ovakvo po- istoveivanje u arheologiji, gde se pose転e za etnografskim analogi- jama sa modernim nomadsko-stoarskim zajednicama koje se onda uporeuju sa praistorijskim zajednicama, mo転e skrenuti interpreta- ciju na pogre邸an put. U ovom radu autor je poku邸ao da kroskultur- nom analizom osvetli odnos izmeu mobilnosti i stoarstva. Rezul- tati analize pokazali su da veza izmeu ove dve dimenzije postoji, ali da relativno veliki udeo varijacije u mobilnosti zajednice ostaje neobja邸njen varijacijama u stepenu stoarske ekonomije. Takoe, otvara se pitanje uzroka mobilnosti ovih zajednica, sa naglaskom na ekolo邸ke inioce. Analitiki postupak u ovom radu preduzet je sa idejom o izgradnji uporednih okvira i organizovanja prethodnog znanja o nekom fenomenu, naroito kada se takvo znanje 転eli upot- rebiti u arheolo邸koj intepretaciji. Kljune rei: mobilnost, stoarstvo, kroskulturna analiza, uporedni okviri Uvod Fenomen nomadskog stoarstva je, pre svega, antropolo邸ki fenomen (Myres 1941; Dahl and Hjort 1976; Galaty and Johnson 1990; Khazanov 1994), ali kada se u njegovo razmatranje uvede vremenska dimenzija, on pos- taje istorijski i arheolo邸ki. Sa jedne strane, arheologija se zanima nomadskim stoarstvom sa ciljem da otkrije kada se i za邸to ovaj fenomen javlja u (pra)istoriji oveanstva (npr. Fleming 1972; Geddes 1983; Arnold and Gre- enfield 2006; Sherrat 1981, 1983; Gilbert 1983; Bar-Yosef and Khazanov 1992; Marshall and Hildebrand 2002), a isto tako nomadsko stoarstvo kao bihevioralni fenomen predstavlja predmet istra転ivanja u oblasti teorije sred- njeg opsega (npr. Hole 1979; Chang and Koster 1986; Cribb 2004). Autor je stipendista Ministarstva nauke Republike Srbije, a ovaj tekst nastao je u okviru projekta Interkulturna komunikacija u paleobalkanskim dru邸tvima br. 147040, finansiranog od strane istog Ministarstva. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
56 MARKO PORI Veina autora koja se ovim problemom bavila (etnolozi, antropolozi i istori- ari) davala je svoju definiciju ovog fenomena i, shodno tome, formirane su razli- ite klasifikacije, u zavisnosti od toga koji su kriterijumi smatrani za bitnije. S obzirom na to da je stoarsko nomadstvo fenomen koji se javlja gotovo na svim kontinentima (osim Australije), varijacije su raznovrsne, a klasifikacije i tipologije mnogobrojne (npr. Brodel 2001: 83; Dunare 1976; Galaty and Johnson 1990; Gu邸i M. 1976; Khazanov 1994; Marcu 1976; 仄仂于亳 1976). U antropolo邸koj i etnolo邸koj literaturi postoje rasprave oko definicije nomadskog stoarstva koje zajednice se mogu nazvati nomadsko-stoarskim, a koje ne (v. Khazanov 1994). Pravljenje mnogobrojnih klasifikacija i tipologija rezultiralo je nejasnoom samog pojma. Ova nejasnoa pojma u antropologiji odrazila se i na arheologiju. Benkof i Grinfild su primetili da u arheologiji esto dolazi do me邸anja pojmova pastoralizma (stoarstva) i nomadstva (i ponekad transhumance) (Bankoff and Greenfield 1984: 8), tako da se svako intenziviranje stoarstva poistoveuje sa nomadizmom. Na primer, injenicu da nijedno naselje ranobronzanodopske grupe Beloti-Bela Crkva (v. za definiciju grupe 舒舒舒仆亳仆 1973) nije pronaeno uprkos preduzetim rekognosciranjima (舒舒舒仆亳仆 亳 舒舒舒仆亳仆 1967: 2425), ve samo grobovi pod tumulima, Gara邸anin je obja邸njavao tvrdnjom da se eko- nomija nosilaca kulture Beloti-Bela Crkva zasnivala na mobilno-stoarskom nainu 転ivota, te da su stani邸ta zapravo bila slina nomadskim kampovima efe- merne prirode i da se stoga nisu sauvala u arheolo邸kom zapisu (Gara邸anin 1983: 714). Da bi detaljnije objasnio ovu pojavu, M. Gara邸anin je posegao za etnograf- skom analogijom, uporediv邸i ekonomiju nosilaca kulture Beloti-Bela Crkva sa ekonomijom i transhumantnim kretanjima Vlaha i Sarakaana (Gara邸anin 1977, 1994). Druga stvar, osim poistoveivanja stoarstva (koje zaista dobija na znaaju od kraja neolita i poetka eneolita [Sherrat 1983]) sa poveanom mobilno邸u, koja se mo転e videti na prethodnom primeru, jeste da je upotrebljena etnografska analogi- ja za obja邸njenje nedostatka naselja u arheolo邸kom zapisu. Ovakva analogija mo転e se okarakterisati kao induktivna konvencija za obja邸njavanje arheolo邸kog zapisa, 邸to je veoma karakteristino za kulturno-istorijsku (etno)arheologiju. Postavlja se pitanje da li je mogue doi do znanja o odnosu pastoralizma i mobilnosti, a da to znanje ne bude zavisno od arheolo邸kog zapisa i da ne predsta- vlja formalnu analogiju zasnovanu na jednom sluaju? Procesna etnoarheolo邸ka 邸kola nudi mogunost konstrukcije uporednih okvira uz iju pomo se mogu bli転e ispitati odnosi izmeu samih dinamikih, i izmeu dinamikih i statikih dimenzi- ja (Binford 2001). Stoga bi bilo neophodno doi do apriornog znanja o odnosu izmeu stoarstva i mobilnosti na osnovu analize ovih dimenzija u dinamikom kontekstu, nezavisno od arheolo邸kog zapisa. Ovaj tekst upravo predstavlja poku- 邸aj da se na osnovu kroskulturne analize ovaj problem osvetli. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 57 Definisanje problema i ciljevi istra転ivanja Kako bi se problem jasno definisao, korisno je slediti analitiki pristup R. Kriba (Cribb 2004) pitanju 邸ta ini jednu zajednicu stoarsko-nomadskom. Kritikujui Kazanova (Khazanov 1994) i njegove komplikovane i rigidne tipologije, Krib je ukazao na to da je nomadsko stoarstvo dualistiki kon- cept koji se sastoji iz dve logiki (ali, kao 邸to e biti pokazano, ne i statistiki) nezavisne dimenzije mobilnosti i stoarstva. Svaka od ovih dimenzija pred- stavlja kontinuum koji na svojim ekstremima ima nomadstvo/sedentarnost za dimenziju mobilnosti, i zemljoradnju/stoarstvo za dimenziju naina proizvo- dnje hrane (Cribb 2004: 1520). Kazanov je, takoe, svoje osnovne forme definisao stavljajui akcenat na odnos udela zemljoradnje i stoarstva u jednoj zajednici (Khazanov 1994: 19). Po Kribovom mi邸ljenju, ove kategorizacije bi se mogle izbei ako bismo u razmatranje uzeli jo邸 jednu dimenziju nivo (pojedinac, domainstvo, selo, deo plemena, region) na kome dolazi do spe- cijalizacije (Cribb 2004: 16). Na istom mestu on zakljuuje da bi trebalo na- pustiti potragu za pravim nomadima (i diskvalifikaciju iz fenomena svih onih koji ne ispune kriterijume), ve se prikloniti pristupu iji je cilj da prepo- zna odreene nomadske tendencije koje se manifestuju u odreenom stepenu u 邸irokom rasponu dru邸tava i zajednica. Zato svaku od pomenutih dimenzija (nain proizvodnje hrane i mobilnost) treba posmatrati kao kontinuum sa ekstremnim vrednostima na polovima i locirati nivo na kome dolazi do specijalizacije. Na grafiku koji je napravio Krib (Cribb 2004: 17, fig.2.1) mo転e se videti da raspored razliitih zajednica koje su predstavljene u ravni definisanoj ovim dvema dimenzijama nije slu- ajan i da postoji povezanost izmeu stepena nomadstva i stepena stoarstva, tj. kako raste udeo stoarstva u proizvodnji hrane neke zajednice, tako raste i njena mobilnost i pribli転ava se polu potpunog nomadstva. Po邸to je Kribov uzorak veoma mali, svega 7 sluajeva, bilo bi zanimljivo proveriti ovu hipo- tezu na veem uzorku. Osnovni cilj ovog rada jeste upravo da testira hipotezu o vezi izmeu mo- bilnosti i naina proizvodnje hrane, da pru転i odgovor na pitanje da li su ove dve dimenzije povezane i koji procenat varijacije u mobilnosti se mo転e objas- niti varijacijom u doprinosu stoarstva ekonomiji. Metod i podaci Op邸ti metod istra転ivanja u ovom radu bie kroskulturna kvantitativna ana- liza. Kroskulturna istra転ivanja imaju svoje korene u evolucionistikoj antro- pologiji XIX veka, a pristup u ovom radu prati Binfordovu etnoarheolo邸ku 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
58 MARKO PORI metodologiju konstruisanja uporednih okvira (Binford 2001). Kao empirijska osnova ovog istra転ivanja bie kori邸ene sledee baze podataka: Ethnographic Atlas (EA dalje u tekstu) D転. Mardoka i Standard Cross-Cultural Sample (SU dalje u tekstu) koji je priredio asopis World Cultures1. Iako je Kribova koncepcija jedne dimenzije sa zemljoradnjom i stoars- tvom na ekstremima konceptualno jasna, njena operacionalizacija nije tako jednostavna, a isto va転i i za merenje mobilnosti. U EA i SU postoji varijabla Dependence on Animal Husbandry2 koja meri relativni doprinos stoarstva meren u procentima grupisanim u intervale od 10%. Ako se 転eli da ta varijab- la ima na svojim ekstremima zemljoradnju i stoarstvo, neophodno je iz anali- ze odstraniti one zajednice kod kojih postoji znaajan doprinos lova, sakup- ljanja i ribolova. Tako su iz EA odstranjene iz analize one zajednice koje ima- ju vi邸e od 15% doprinosa lova, sakupljanja i ribolova. Ista procedura je spro- vedena i za SU. Zatim su za obe baze podataka iz analize eliminisane zajedni- ce koje su na obele転ju koje meri srednju veliinu lokalnih zajednica imale vrednosti preko 5000 stanovnika, kako bi bile eliminisane industrijalizovane zajednice. Broj sluajeva koji su u邸li u analizu je 160 iz EA i 43 iz SU. Faza 1 Za dimenziju mobilnosti, kada je SU u pitanju, u prvoj fazi je uzeta varija- bla Fixity of Settlement koja ima 邸est modaliteta sa rastuom sedentarno邸u: 1 = Migratory, 2 = Seminomadic fixed then migratory, 3 = Rotating among 2+ fixed, 4 = Semisedentary fixed core, some migratory, 5 = Impermanent periodically moved, 6 = Permanent. Meutim, ovakva varijabla ne postoji u EA i zato je bilo neophodno pronai posredan nain da se ona izmeri. To je uinjeno na sledei nain: Pretpostavljeno je da je varijabla Settlement Patterns (koja postoji i u EA i SU), iako ne meri direktno mobilnost, u uskoj vezi sa mobilno邸u. Ova pret- postavka je ispitana na taj nain 邸to su izraunati koeficijenti korelacije (Pir- 1 Etnografski atlas o kome je re, prvobitno je objavljen u delovima u okviru asopisa Ethnology izmeu 1962. i 1971. Veliki doprinos ovom atlasu dao je jedan od vodeih antropologa koji su se bavili kroskulturnim istra転ivanjima D転ord転 Mardok (George Murdock). Za objavljivanje atlasa u elektronskoj formi, u formatu kompatibilnom sa SPSS (Statistical Package for Social Sciences) programom, zaslu転an je asopis World Cultures koji je posveen kroskulturnim istra転ivanjima i oslanja se na tradiciju koju su zapoeli Mardok i prvobitni urednik asopisa World Cultures Daglas Vajt (Douglas White), obojica istaknuti antropolozi. Mardok i Vajt su zaslu転ni za izdvajanje podu- zorka Standard Cross-Cultural Sample gde su zajednice opisane na vi邸e atributa i gde je izbegnut problem autokorelacije kulturnih atributa. 2 Imena varijabli iz EA i SU su ostavljena u originalu da bi itaocu bilo lak邸e da se snae u bazama podataka i da ponovi analize, ukoliko 転eli. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 59 sonov, Kendalov i Spirmanov, v. Blalock 1972; 貼i転i i dr. 2005) izmeu re- kodirane varijable3 Settlement Patterns i Fixity of Settlement na osnovu poda- taka iz SU. Korelacije su statistiki znaajne i izuzetno visoke (Pirsonov r=0.887, Spirmanov =0.793, Kendalov b=0.714, p<0.001), 邸to opravdava kori邸enje rekodirane verzije pomenute prethodne varijable u EA kao mere mobilnosti zajednice. Rekodiranje varijable Settlement Patterns je izvr邸eno na sledei nain: SETTLEMENT PATTERNS RKODIRANJE VA- RIJABLA 1 = Nomadic or fully migratory 1 2 = Seminomadic 2 3 = Semisedentary 3 4 = Compact but impermanent settlements 4 5 = Neighborhoods of dispersed family homesteads 5 6 = Separated hamlets, forming a single community 5 7 = Compact and relatively permanent settlements 5 8 = Complex settlements 6 Po邸to je izvr邸eno rekodiranje, izraunati su koeficijenti korelacije (Pirso- nov, Spirmanov i Kendalov) izmeu varijabli koje mere mobilnost i doprinos stoarstva u ekonomiji na osnovu podataka iz EA i SU. Faza 2 S obzirom na to da su ovako definisane varijable ordinalne i da postoji mnogo sluajeva sa identinim vrednostima, interpretacija kvadrata Pirsono- vog koeficijenta korelacije (koeficijenta determinacije) kao procenta varijacije jedne varijable obja邸njenim drugom varijablom nije iz statistikih razloga u potpunosti opravdana (v. za detalje Blalock 1972), iako se mo転e naslutiti da se zaista radi o linearnom odnosu (kakav pretpostavlja Krib) (v. odeljak Rezulta- ti). Stoga je bilo neophodno konstruisati varijable koje e biti bli転e intervalnoj skali, a u tom sluaju bi pomenuta interpretacija Pirsonovog koeficijenta ko- relacije bila mogua. Ovo je bilo mogue uraditi samo za SU gde postoji nekoliko varijabli koje na razliite naine mere stepen zastupljenosti stoarske privrede i mobilnosti. Za konstrukciju intervalne varijable stoarstva izabrane su sledee varijab- le iz SU: Subsistence Economy (dihotomna), Dependence on Animal Husbandry (ordinalna), Milking of Domestic Animals (dihotomna), Animal 3 Rekodiranje je neophodno iz tog razloga 邸to modaliteti 5-7 ne govore ni邸ta o mobil- nosti zajednice, ve o njihovoj disperziji. Zato su oni rekodirani grupisani u jedan modalitet sa istim nivoom mobilnosti. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
60 MARKO PORI Husbandry Contribution to Food Supply (ordinalna). Na ovim varijablama izvr邸ena je analiza glavnih komponenti (Tabachnick and Fidell 2007, Tenjo- vi 2002). Prva glavna komponenta (karakteristini koren=3.149; obja邸njava 78.73% varijanse originalnih varijabli; korelacije varijabli sa prvom kompo- nentom su redom 0.922, 0.966, 0.738, 0.907) je uzeta kao nova dimenzija koja predstavlja stoarstvo. Za konstrukciju intervalne varijable mobilnosti kori邸ene su tri varijable: Fixity of Settlement, Settlement Patterns (rekodirana verzija) i izvedena vari- jabla koja meri vrstinu materijala od koga je napravljen zid stani邸ta (varijabla je izvedena na taj nain 邸to je izvr邸ena ordinacija modaliteta varijable Prevai- ling Type of Dwelling: Wall Material po vrstini materijala). Dobijena je va- rijabla sa tri modaliteta ureena po rastuoj vrstini/te転ini zida. Ukljuivanje ove varijable u kompozitnu meru mobilnosti se mo転e opravdati Binfordovim zakljucima o vezi izmeu mobilnosti i materijala od koga je stani邸te naprav- ljeno, gde njegovi podaci ukazuju na to da poveana mobilnost podrazumeva lak邸e materijale za stani邸ta (Binford 1990). Kao i u sluaju stoarstva, i na ovim varijablama je izvr邸ena analiza glavnih komponenti i izdvojena je prva komponenta kao aproksimacija intervalne mere mobilnosti (karakteristini koren=2.409, komponenta obja邸njava 80.29% varijanse, korelacije varijabli sa prvom komponentom su redom 0.944, 0.943, 0.793). Po邸to su izraunati skorovi na komponentama mobilnosti i stoarstva, iz- raunat je Pirsonov koeficijent korelacije i koeficijent determinacije koji daje odgovor na pitanje koji procenat varijacija u mobilnosti se mo転e objasniti varijacijama u stepenu pastoralne ekonomije. Rezultati Faza 1. Sva tri koeficijenta korelacije izraunata na osnovu varijabli De- pendence on Animal Husbandry i rekodirane varijable Settlement Patterns su statistiki znaajni, kako na podacima iz EA, tako i iz SU (tabela 1). Odnos ovih varijabli se mo転e videti i na bivariacionim grafikonima (slika 1 i slika 2). Faza 2. Pirsonov koeficijent korelacije izmeu komponente mobilnosti i komponente stoarstva, prema podacima iz SU (svega 35 sluajeva ima vred- nosti na obe varijable), iznosi -0.760, p<0.001, a koeficijent determinacije je 0.58. Meutim, sa grafikona (slika 3) se mo転e videti da zajednice Janomama i Abhaza predstavljaju statistike ekstremne vrednosti (outliers). Ukoliko ova dva sluaja odstranimo iz analize (tako da je onda N=33), Pirsonov koeficijent korelacije iznosi -0.888, a koeficijent determinacije je 0.79. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 61 Pirsonov koefici- Spirmanov koefici- Kendalov b koefi- jent korelacije jent korelacije cijent korelacije Etnografski atlas -0.776 -0.462 -0.395 N=160 p<0.001 p<0.001 p<0.001 Standardni -0.838 -0.667 -0.536 uzorak N=43 p<0.001 p<0.001 p<0.001 Tabela 1: Rezultati korelacione analize promenljivih koje mere mobilnost i udeo stoarstva u ekonomiji, prema podacima iz EA i SU. Zajednice Cook's Dis- Centered Leverage Standardized tance Value DFBETA Kazak 0,07180 0,11720 -0,33894 Rwala Bed- 0,28155 0,11720 -0,69842 ouin Tuareg 0,06096 0,07890 -0,29924 Tabela 2: Indikatori uticaja u tabeli navedenih zajednica na regresioni model. 10 Animal Husbandry 8 6 4 2 0 1.00 2.00 3.00 4.00 5.00 6.00 Rekod. Settlement Patterns Slika 1: Odnos izmeu mobilnosti i naina proizvodnje hrane, prema podacima iz EA. Intenzitet boje trougla ukazuje na broj sluajeva sa datim koordinatama. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
62 MARKO PORI 10 Dependence on Animal 8 Husbandry 6 4 2 0 1 2 3 4 5 6 Fixity of Settlement Slika 2: Odnos izmeu mobilnosti i naina proizvodnje hrane, prema podacima iz SU. Intenzitet boje trougla ukazuje na broj sluajeva sa datim koordinatama. Kazak Rwala Bedouin Abkhaz Tuareg 1,00000 Komponenta stoarstva 0,00000 -1,00000 Yanomamo -2,00000 -1,00000 0,00000 1,00000 Komponenta mobilnosti Slika 3: Bivarijacioni grafikon koji prikazuje odnos komponente stoarstva i komponente mobilnosti, prema podacima iz SU. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 63 Diskusija Odgovor na pitanje da li postoji veza izmeu mobilnosti i stoarstva je po- tvrdan, emu u prilog svedoe rezultati prve faze (tabela 1). Sva tri koefici- jenta korelacije iz obe baze podataka su statistiki znaajna, a veza izmeu mobilnosti i varijable koja meri stoarstvo je inverzna (zato 邸to je mobilnost kodirana na taj nain da vee vrednosti oznaavaju poveanu sedentarnost, tj. smanjenu mobilnost). Sva tri koeficijenta jednako poreana po veliini, kako oni dobijeni na osnovu podataka iz EA, tako i oni iz SU, s tim 邸to su koeficijenti SU neznatno vei od odgovarajuih koeficijenata iz EA. Ove fluktuacije se mogu objasniti time da rekodirana varijabla Settlement Patterns iz EA ne meri direktno mo- bilnost, ve je samo u korelaciji sa mobilno邸u, 邸to umanjuje preciznost ana- lize. S obzirom na to da su varijable merene na ordinalnoj skali i da postoji dos- ta sluajeva koji imaju jednake vrednosti, najprikladniji koeficijent korelacije je Kendalov tau b (Blalock 1972: 418426), koji ukazuje na umereno jaku vezu izmeu mobilnosti i stoarstva. Ova veza je iz pomenutih razloga ne邸to jaa u SU. Ipak, uoljivo je da su Pirsonovi koeficijenti korelacije ubedljivo najvei u obe baze podataka (-0.776 u EA i -0.838 u SU). Iako interpretacija ovih koefi- cijenata ne bi bila sasvim opravdana, s obzirom na to da su varijable merene na ordinalnoj skali, dvodimenzionalni grafici (slika 1 i slika 2) sugeri邸u pos- tojanje linearne veze izmeu mobilnosti i stoarstva, ba邸 kao 邸to je pretposta- vio Krib (Cribb 2004: 17, fig. 2.1). Odgovor na drugo pitanje (o procentu varijacije jedne varijable, obja邸njene drugom) daju rezultati druge faze analize, gde su u korelaciju stavljene kom- pozitne varijable mobilnosti i stoarstva. Sudei prema vrednosti Pirsonovog koeficijenta korelacije i obliku grafika (slika 3), veza je linearna i jaka, naro- ito kada se koeficijent rauna na osnovu redukovane baze podataka SU, tj. kada se iz analize iskljue zajednice Janomama i Abhaza koje predstavljaju multivarijacione ekstremne vrednosti. Meutim, na slici 3 je uoljivo da tri zajednice sa izuzetno niskim vrednostima na komponenti mobilnosti (邸to zna- i da su one izuzetno mobilne zbog inverznog kodiranja) i izuzetno visokim vrednostima na komponenti stoarstva ine posebnu grupu, tj. izmeu njih i glavnine sluajeva ne postoji postepen prelaz. Postavlja se pitanje koliko ova tri sluaja, a从仂 primetimo da se radi o "arhetipskim" predstavnicama no- madskih stoara (Tuarezi, Beduini i Kozaci), doprinose izgledu i jaini veze koja se ogleda u Pirsonovom koeficijentu korelacije i koeficijentu determina- cije? 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
64 MARKO PORI Ukoliko se pogledaju pokazatelji uticaja pojedinanih sluajeva na para- metre regresionog modela sa komponentom mobilnosti kao zavisnom, i kom- ponentom stoarstva kao nezavisnom promenljivom (bez Janomama i Abha- za) Cook's Distance, Leverage i Standardized DfBeta (tabela 2), ove tri zajednice prema kriterijumima koje navodi Fild (Field 2005: 164169) ne predstavljaju sluajeve koji ispoljavaju odluujui uticaj na parametre regresi- onog modela. ak i ako izbacimo ove sluajeve iz analize, koeficijent korela- cije je ne邸to manje apsolutne vrednosti, ali ostaje i dalje relativno visok (r=- 0.803) i statistiki znaajan. Prekid koji se mo転e videti na slici 3 se mo転e ob- jasniti malim uzorkom, jer ako uporedimo sa slikom 1, gde je prikazano 160 zajednica iz EA, vidimo da je prelaz mnogo bla転i, a sa druge strane slian prekid vidimo na slici 2, gde su prikazane ordinalne varijable mobilnosti i stoarstva merene na SU. Stoga, mo転emo pretpostaviti da je prekid na slici 3 u vezi sa prekidom na slici 2, jer komponente mobilnosti i stoarstva pred- stavljaju kompozitne varijable u kojoj znaajnu ulogu imaju ordinalne pro- menljive Dependance on Animal Husbandry i Fixity of Settlement. Da smo bili u prilici da merimo komponentu mobilnosti na uzorku iz EA, do prekida verovatno ne bi do邸lo sudei po izgledu slike 1. Koeficijenti determinacije kada se iskljue Janomame i Abhazi iznosi 0.79, 邸to znai da komponenta stoarstva obja邸njava 79% varijacije u komponenti mobilnosti. Ovo je prilino visok procenat, ali podsetimo da bi on bio mnogo manji (59%), da iz analize nisu izostavljene pomenute zajednice. Ni u ovoj prilici nije suvi邸no ponoviti da korelacija ne znai istovremeno i uzrono-posledinu vezu. O uzrocima mobilnosti mobilnih stoarskih zajed- nica, naroito o uzrocima mediteranske transhumance, raspravljano je dosta u literaturi (Arnold and Greenfield 2006; Gu邸i B. 1976a, 1976b; 仄仂于亳 1976). Kontrast izmeu sezonskih ekstrema se naje邸e pominje kao uzrok mediteranskog tipa transhumance, tj. poveana mobilnost se vidi kao odgovor na ovakve klimatsko-ekolo邸ke faktore (v. za drugaije mi邸ljenje Halstead 1987). Na primer, kada je re o umerenim kontinentalnim zonama Balkana, razlo- zi za transhumancu nisu toliko jasni i jednoznani kao u primorskom pojasu, jer ne postoji toliko o邸tar kontrast izmeu sezonskih ekstrema (Arnold and Greenfield 2006: 9). Razlika izmeu klimatskih uslova implicira i razliku u sistemima stoarstva, tako R邸umovi nagla邸ava da je stoarstvo u kontinen- talnom pojasu vi邸e oslonjeno na zemljoradnju i stalna naselja sa pripremlje- nom zimskom prehranom za stoku, jer, izmeu ostalog, u ovim krajevima nema predela bez sne転nog pokrivaa, pa stoga nema ni uslova za tipina no- madska kretanja (仄仂于亳 1976: 164). Da bi se dodatno ispitao uticaj sezonalnosti na mobilnost, potrebno je pro- nai varijable koje e meriti stabilnost tj. umerenost klime. Ovde e samo preliminarno biti testirana ova veza, u svrhu tekue diskusije. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 65 Dve promenljive koje mere izra転enost sezonskog kontrasta preuzete su iz Binfordove studije Constructing Frames of Reference (2001), a to su promen- ljive izvedene na osnovu prosene temperature najtoplijeg i najhladnijeg me- seca u godini za oblast u kojoj zajednica 転ivi TEMP i MTEMP (raunaju se po formulama koje je dao Binford 2001: 59, 68, jednaine 4.02 i 4.03). Vred- nosti na varijablama na osnovu kojih se raunaju ove mere preuzeti su iz SU. Korelaciona analiza pokazuje da postoji statistiki znaajna (na nivou zna- ajnosti od 0.05) linearna korelacija izmeu mobilnosti i varijable MTEMP (Pirsonov r=0.388, p=0.026), Interpretacija dobijenih rezultata je jasna. Povean kontrast u temperaturi tokom godine utie na mobilnost zajednice4, ali obja邸njava tek oko 15% vari- jacija u mobilnosti na posmatranom uzorku. Zanimljivo bi bilo u analizu uvesti i dimenzije koje mere intenzitet kontra- sta u padavinama, kao i neke demografske varijable poput veliine populacije ili gustine naseljenosti, ali takva analiza prevazilazi obim ovog rada. Zakljuak Iako op邸ta tendencija veze izmeu mobilnosti i stoarstva postoji, izra転ena kroz relativno visoku apsolutnu vrednost koeficijenta korelacije, ako pogle- damo meru (koeficijent determinacije) koja nam govori koliko procenata va- rijacije u mobilnosti zajednice mo転emo objasniti udelom stoarstva u privre- ivanju, videemo da taj procenat iznosi 5980%, u zavisnosti od toga da li se odluimo da izostavimo neke zajednice (邸to mo転e biti opravdano ako nam je cilj da napravimo regresioni model koji e u veini sluajeva dobro predvi- ati, ali za eksploratornu analizu je korisnije posmatrati originalni skup slu- ajeva). Posmatrajui kompletan skup sluajeva iz redukovanog SU, 40% varijacije u mobilnosti zajednice ostaje neobja邸njeno udelom stoarstva u privreivanju. Ovu injenicu treba imati na umu kada se pristupa ocenjivanju mobilnosti zajednica samo na osnovu udela stoarstva u ekonomiji. U diskusiji je dotaknuto pitanje uticaja ekolo邸kih faktora na mobilnost za- jednica koje proizvode hranu. Iako se ova preliminarna analiza oslanja meto- dolo邸ki na sline analize lovako-sakupljakih zajednica (Binford 1990, 2001), treba naglasiti da je kulturna ekologija stoarskih zajednica dosta razli- ita od ekologije lovaca i sakupljaa (Cribb 2004: 2022), tako da se rezultati studija o kulturnoj ekologiji lovako-sakupljakih zajednica ne mogu auto- matski primenjivati, ali se istra転ivaka procedura izgradnje uporednih okvira 4 Visoke vrednosti MTEMP znae da je kontrast u temperaturi izmeu razliitih me- seci u godini neznatan, dok niske vrednosti blizu nuli, ukazuju na ekstremne kontra- ste. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
66 MARKO PORI (sensu Binford 2001) mo転e i treba primeniti kao op邸ti metod. Posebno bi bilo zanimljivo sa stanovi邸ta praistorijske arheologije Balkana (problema vezanih za arheolo邸ku (ne)vidljivost stoarskih stani邸ta ranog bronzanog doba), istra- 転iti odnose izmeu mobilnosti, prirodne sredine i izgradnje stani邸ta (njihove arheolo邸ke vidljivosti npr.). Ove rezultate bilo bi mogue uporediti sa ve postojeim slinim studijama vezanim za lovce-sakupljae (npr. sa Binford 1990). Konstruisanje uporednih okvira za balkanske forme stoarstva (od nomadskih Vlaha i Sarakaana do razliitih formi transhumance) bilo bi od velikog znaaja za ispitivanje odnosa mobilnosti i arhitekture u praistoriji, a neke smernice i inspiracija za budua istra転ivanja te vrste se mogu nai u etnografskoj literaturi (npr. Cviji 1922; Freundreich 1962; 丐亳仆仂从亳 1963) Osnovni zakljuak ovog rada jeste da stoarstvo i mobilnost jesu u vezi, ali ove dve dimenzije ne treba poistoveivati. U svetlu ovakvog naina razmi邸- ljanja, ispravan i nedvosmislen termin, koji bi obuhvatio sve zajednice koje prouavamo kao elemente jednog fenomena bio bi mobilno stoarstvo. Ovaj termin obuhvata itav spektar zajednica sa razliitim stepenima mobilnosti i stoarstva. On se mo転e koristiti da bi se oznaio ceo fenomen, a termin no- madsko stoarstvo e biti rezervisan samo za zajednice koje imaju visoke vrednosti i na dimenziji udela stoarstva i na dimenziji mobilnosti (邸to e u najveem broju sluajeva i biti, jer su dve dimenzije u korelaciji). Ovaj rad ne predstavlja etnoarheolo邸ku studiju u pravom smislu (up. Por- i 2006), jer se bavi samo dinamikim karakteristikama kulturnog sistema. Analiza ove vrste se uklapa u model izgradnje teorije kakav je formulisao Binford u svojoj kapitalnoj kroskulturnoj studiji o lovako-sakupljakim zaje- dnicama (2001). Cilj ovakvih studija jeste da istra転e uzroke varijabilnosti odreene klase kulturnih sistema, da se utvrde veze izmeu razliitih dimenzi- ja, tj. da se odreeni fenomen sagleda u svoj svojoj slo転enosti. Drugim rei- ma, na ovaj nain stvara se koherentna celina apriornog znanja o funkcionisa- nju razliitih klasa kulturnih sistema (naroito u onim aspektima koji su sna転- no determinisani ili makar ogranieni ekolo邸kim faktorima), koje slu転i kao polazna taka za istra転ivanje pro邸losti. Samo sistematizacijom prethodnog znanja na analitiki nain se ono mo転e koristiti za zakljuivanje o pro邸losti, jer u suprotnom, ostajemo sa mno邸tvom nepovezanih pojedinanih sluajeva ijom prostom projekcijom u pro邸lost prizivamo sve opasnosti koje sa sobom nosi formalna analogija. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 67 Literatura Arnold, E.R. and H.J. Greenfield 2006. The Origins of Transhumant Pas- toralism. Oxford: BAR. Bankoff, A.H. and H.J. Greenfield 1984. Decision-making and culture change in Yugoslav Bronze Age. Balcanica XV: 731. Bar-Yosef, O. and A. M. Khazanov 1992. Introduction. In: Pastoralism in the Levant, Archaeological Materials in Anthropological Perspectives. (eds. O. Bar-Yosef and A. Khazanov). Wisconsin: Prehistory Press. 19. Binford, L.R. 1990. Mobility, Housing, and Environment: A Comparative Study. Journal of Anthropological Research 46: 119152. Binford, L.R. 2001. Constructing Frames of Reference: An Analytical Method for Archaeological Theory Building Using Ethnographic and Envi- ronmental Data Sets. Los Angeles: University of California Press. Blalock, H.M. 1972. Social Statistics (second edition). New York: McGraw-Hill. Brodel, F. 2001. (1947) Mediteran i mediteranski svet u doba Filipa II, tom I. Beograd: Geopoetika. Chang, C. and H.A. Koster 1986. Beyond Bones: Toward an Archaeology of Pastoralism. In: Advances in Archaeological Method and Theory, vol.9 (ed. M. Schiffer). 97148. Cribb, R. 2004. Nomads in Archaeology. Cambridge: Cambridge Univer- sity Press. Cviji, J. 1922. Balkansko poluostrvo i ju転noslovenske zemlje, knjiga prva. Zagreb: Hrvatski 邸tamparski zavod. Dahl, G. and A. Hjort 1976. Having Herds: Pastoral Herd Growth and Household Economy. Stockholm: Stockholm Studies in Social Anthropology. Dunare, N. 1976. Typologie pastorale traditionnelle Sud-Est Europ竪enne. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 189212. Field, A. 2005. Discovering Statistics Using SPSS. London: SAGE Publi- cations. Fleming, A. 1972. The Genesis of Pastoralism in European Prehistory. World Archaeology 4: 179191. Freundreich, A. 1962. Narod gradi na ogoljenom krasu. Zagreb-Beograd: Savezni institut za za邸titu spomenika kulture. Galaty, J.G. and D.L. Johnson (eds.) 1990. The World of Pastoralism: Herding Systems in Comparative Perspective. New York: Guilford Press. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
68 MARKO PORI 舒舒舒仆亳仆, . 1973. 舒亳仂亳舒 仆舒 仍 弌 弌弍亳亠 I. 亠仂亞舒亟: 弌仗- 从舒 从亳亢亠于仆舒 亰舒亟亞舒. Gara邸anin, M. 1977. Zur Frage der Transhumanz in der dinarischen Bronzezeit. Balcanica VIII:3742. Gara邸anin, M. 1983. Grupa Beloti-Bela Crkva. U: Praistorija jugoslavenskih zemalja IV. (ur.A. Benac). Sarajevo: Svjetlost. 705718. Gara邸anin, M. 1994. Pastoralisme semi-nomade et nomade dans la P辿ninsule balkanique l辿n辿olithique et au d辿but de lAge du bronze. Balcanica XXV-1:718. 舒舒舒仆亳仆, . 亳 . 舒舒舒仆亳仆 1958. 从仂仗舒于舒亠 仄仍舒 亠仍仂亳 亳 亠仍仂 丶从于亳 (舒仗舒亟仆舒 弌弍亳舒). 弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒仂亟仆仂亞 仄亰亠舒 I: 17 50. 舒舒舒仆亳仆, . 亳 . 舒舒舒仆亳仆 1967. 从仂仗舒于舒舒 从仂仄仗仍亠从 亠仍仂- 亳-亠仍舒 丶从于舒 1961. 亞仂亟亳仆亠. 弍仂仆亳从 舒仂亟仆仂亞 仄亰亠舒 V: 530. Geddes, D.S. 1983. Neolithic Transhumance in the Mediterranian Pyrenees. World Archaeology 15: 5166. Gilbert, A.S. 1983. On the Origins of Specialized Nomadic Pastoralism in Western Iran. World Archaeology 15: 105119. Gu邸i, B. 1976a. Ekolo邸ka osnova stoarstva na prostoru Dinarida. U: Rad 21. kongresa saveza udru転enja folklorista Jugoslavije: apljina, 1721. septembra 1974. (ur. C. Rihtman) Sarajevo.7385 Gu邸i, B. 1976b. Ekolo邸ki uslovi na prostoru transhumantnog stoarenja na Balkanu. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 143157. Gu邸i, M. 1976. Etnolo邸ka struktura transhumantnog stoarstva na tlu Jugoslavije. U: Rad 21. kongresa saveza udru転enja folklorista Jugoslavije: apljina, 1721. septembra 1974. (ur. C. Rihtman) Sarajevo. 85103. Halstead, P. 1987. Traditional and Ancient Rural Economy in Mediterranean Europe: Plus a Change? Journal of Hellenic Studies CVII: 7787. Hole, F. 1979. Rediscovering the Past in the Present: Ethnoarchaeology in Luristan, Iran. In: Ethnoarchaeology: Implications of Ethnography for Ar- chaeology. C. Kramer (ed.). New York: Columbia Press. 192218. Khazanov, A.M. 1994. Nomads and the Outside World (second edition). Wisconsin: The University of Wisconsin Press. Marcu, L. 1976. Formes traditionnelles d辿levage pastoral et syst竪mes dorganisation chez les Vlaques balkaniques. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 6785. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
MOBILNOST I STOARSTVO... 69 Marshall, F. and Hildebrand, E. 2002. Cattle Before Crops: The Beginnings of Food Production in Africa. Journal of World Prehistory 12: 99143. Myres, J.L. 1941. Nomadism. The Journal of the Royal Anthropological Institute of Great Britain and Ireland 71: 1942. Pori, M. 2006. Etnoarheologija sada邸njost kao klju za pro邸lost. - 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 1/2: 105121. 仄仂于亳, . 1976. 亠仂亞舒从亳 仍仂于亳 亳 亳仂于舒 仍仂亞舒 亠于仂仍亳亳 仂舒从亳 从亠舒舒 亞仂仍舒于亳亳. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 159176. Sherratt, A. 1983. The secondary exploitation of animals in the Old World. World Archaeology 15: 90104. Tabachnick, B.G. and L.S. Fidell 2006. Using Multivariate Statistics. New York: Pearson Education. Tenjovi, L. 2002. Statistika u psihologiji. Beograd: Centar za primenjenu psihologiju Dru邸tva psihologa Srbije. 丐亳仆仂从亳, .个. 1963. 舒仆舒亳 于仍舒从亳 从舒仆亳 舒从亠亟仂仆亳亳. 丕: 弌亳仄仗仂亰亳仄 仂 亠亟仂于亠从仂于仆仂仄 从舒仆 仂亟亢舒仆 24. 亳 25. 仆仂于亠仄弍舒 1961. (.. 个亳仍亳仗仂于亳) 弌舒舒亠于仂: 舒仆仂 亟于仂 弌 仂仆亠 亳 丱亠亠亞仂于亳仆亠. 171202. 貼i転i, M, M. Lovri i D. Pavlii 2005. Metodi statistike analize. Beo- grad: Ekonomski fakultet. Marko Pori Connection of mobility and foraging - A cross-cultural analy sis The goal of this inquiry is to explore the existence and severity of the liaison in- between mobility and cattle breeding. The author has decided to test the hypothesis of a relation between mobility and cattle breading through quantitative analysis of a cross-cultural data base. It is determined that there exists a statistically important bond between mobility and cattle breading in the economy. Although the connection is strong, a significant part of the variations can not be ascribed to cattle breading. It is suggested that the causes of mobility of cattle breading communities are complex and can partly be found in the climatic and ecological factors. Key words: mobility, foraging, cross-cultural analysis, climatic and ecological fac- tors 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
70 MARKO PORI Marko Pori Le lien entre la mobilit辿 et l辿levage: une analyse transculturelle Le pr辿sent travail vise examiner lexistence et la force du lien existant entre la mobilit辿 et l辿levage. Lauteur v辿rifie lhypoth竪se sur le lien entre la mobilit辿 et l辿levage par le biais de lanalyse quantitative dune base de donn辿es transculturelle. Il en ressort quil existe un lien important du point de vue statistique entre la mobilit辿 et la participation de l辿levage au sein dune 辿conomie. Toutefois, malgr辿 le caract竪re significatif de ce lien, un nombre important de variations dans la mobilit辿 ne saurait 棚tre expliqu辿 par la pratique de l辿levage. Il est sugg辿r辿 que la mobilit辿 des commu- naut辿s d辿leveurs est motiv辿e par des raisons complexes, qui rel竪vent en partie des facteurs dordre climatique et 辿cologique. Mots-cl辿s: la mobilit辿, l辿levage, analyse transculturelle, facteurs dordre climati- que et 辿cologique 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)

More Related Content

Porcic mobilnost i_stocarstvo_-_kroskulturna_analiza

  • 1. ORIGINALNI NAUNI RAD UDK 902.3 Marko Pori Veza izmeu mobilnosti i stoarstva kroskulturna analiza Apstrakt: Mobilnost i stoarstvo se, pod uticajem pojma nomadsko stoarstvo i transhumanca, esto me邸aju i poistoveuju. Ovakvo po- istoveivanje u arheologiji, gde se pose転e za etnografskim analogi- jama sa modernim nomadsko-stoarskim zajednicama koje se onda uporeuju sa praistorijskim zajednicama, mo転e skrenuti interpreta- ciju na pogre邸an put. U ovom radu autor je poku邸ao da kroskultur- nom analizom osvetli odnos izmeu mobilnosti i stoarstva. Rezul- tati analize pokazali su da veza izmeu ove dve dimenzije postoji, ali da relativno veliki udeo varijacije u mobilnosti zajednice ostaje neobja邸njen varijacijama u stepenu stoarske ekonomije. Takoe, otvara se pitanje uzroka mobilnosti ovih zajednica, sa naglaskom na ekolo邸ke inioce. Analitiki postupak u ovom radu preduzet je sa idejom o izgradnji uporednih okvira i organizovanja prethodnog znanja o nekom fenomenu, naroito kada se takvo znanje 転eli upot- rebiti u arheolo邸koj intepretaciji. Kljune rei: mobilnost, stoarstvo, kroskulturna analiza, uporedni okviri Uvod Fenomen nomadskog stoarstva je, pre svega, antropolo邸ki fenomen (Myres 1941; Dahl and Hjort 1976; Galaty and Johnson 1990; Khazanov 1994), ali kada se u njegovo razmatranje uvede vremenska dimenzija, on pos- taje istorijski i arheolo邸ki. Sa jedne strane, arheologija se zanima nomadskim stoarstvom sa ciljem da otkrije kada se i za邸to ovaj fenomen javlja u (pra)istoriji oveanstva (npr. Fleming 1972; Geddes 1983; Arnold and Gre- enfield 2006; Sherrat 1981, 1983; Gilbert 1983; Bar-Yosef and Khazanov 1992; Marshall and Hildebrand 2002), a isto tako nomadsko stoarstvo kao bihevioralni fenomen predstavlja predmet istra転ivanja u oblasti teorije sred- njeg opsega (npr. Hole 1979; Chang and Koster 1986; Cribb 2004). Autor je stipendista Ministarstva nauke Republike Srbije, a ovaj tekst nastao je u okviru projekta Interkulturna komunikacija u paleobalkanskim dru邸tvima br. 147040, finansiranog od strane istog Ministarstva. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 2. 56 MARKO PORI Veina autora koja se ovim problemom bavila (etnolozi, antropolozi i istori- ari) davala je svoju definiciju ovog fenomena i, shodno tome, formirane su razli- ite klasifikacije, u zavisnosti od toga koji su kriterijumi smatrani za bitnije. S obzirom na to da je stoarsko nomadstvo fenomen koji se javlja gotovo na svim kontinentima (osim Australije), varijacije su raznovrsne, a klasifikacije i tipologije mnogobrojne (npr. Brodel 2001: 83; Dunare 1976; Galaty and Johnson 1990; Gu邸i M. 1976; Khazanov 1994; Marcu 1976; 仄仂于亳 1976). U antropolo邸koj i etnolo邸koj literaturi postoje rasprave oko definicije nomadskog stoarstva koje zajednice se mogu nazvati nomadsko-stoarskim, a koje ne (v. Khazanov 1994). Pravljenje mnogobrojnih klasifikacija i tipologija rezultiralo je nejasnoom samog pojma. Ova nejasnoa pojma u antropologiji odrazila se i na arheologiju. Benkof i Grinfild su primetili da u arheologiji esto dolazi do me邸anja pojmova pastoralizma (stoarstva) i nomadstva (i ponekad transhumance) (Bankoff and Greenfield 1984: 8), tako da se svako intenziviranje stoarstva poistoveuje sa nomadizmom. Na primer, injenicu da nijedno naselje ranobronzanodopske grupe Beloti-Bela Crkva (v. za definiciju grupe 舒舒舒仆亳仆 1973) nije pronaeno uprkos preduzetim rekognosciranjima (舒舒舒仆亳仆 亳 舒舒舒仆亳仆 1967: 2425), ve samo grobovi pod tumulima, Gara邸anin je obja邸njavao tvrdnjom da se eko- nomija nosilaca kulture Beloti-Bela Crkva zasnivala na mobilno-stoarskom nainu 転ivota, te da su stani邸ta zapravo bila slina nomadskim kampovima efe- merne prirode i da se stoga nisu sauvala u arheolo邸kom zapisu (Gara邸anin 1983: 714). Da bi detaljnije objasnio ovu pojavu, M. Gara邸anin je posegao za etnograf- skom analogijom, uporediv邸i ekonomiju nosilaca kulture Beloti-Bela Crkva sa ekonomijom i transhumantnim kretanjima Vlaha i Sarakaana (Gara邸anin 1977, 1994). Druga stvar, osim poistoveivanja stoarstva (koje zaista dobija na znaaju od kraja neolita i poetka eneolita [Sherrat 1983]) sa poveanom mobilno邸u, koja se mo転e videti na prethodnom primeru, jeste da je upotrebljena etnografska analogi- ja za obja邸njenje nedostatka naselja u arheolo邸kom zapisu. Ovakva analogija mo転e se okarakterisati kao induktivna konvencija za obja邸njavanje arheolo邸kog zapisa, 邸to je veoma karakteristino za kulturno-istorijsku (etno)arheologiju. Postavlja se pitanje da li je mogue doi do znanja o odnosu pastoralizma i mobilnosti, a da to znanje ne bude zavisno od arheolo邸kog zapisa i da ne predsta- vlja formalnu analogiju zasnovanu na jednom sluaju? Procesna etnoarheolo邸ka 邸kola nudi mogunost konstrukcije uporednih okvira uz iju pomo se mogu bli転e ispitati odnosi izmeu samih dinamikih, i izmeu dinamikih i statikih dimenzi- ja (Binford 2001). Stoga bi bilo neophodno doi do apriornog znanja o odnosu izmeu stoarstva i mobilnosti na osnovu analize ovih dimenzija u dinamikom kontekstu, nezavisno od arheolo邸kog zapisa. Ovaj tekst upravo predstavlja poku- 邸aj da se na osnovu kroskulturne analize ovaj problem osvetli. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 3. MOBILNOST I STOARSTVO... 57 Definisanje problema i ciljevi istra転ivanja Kako bi se problem jasno definisao, korisno je slediti analitiki pristup R. Kriba (Cribb 2004) pitanju 邸ta ini jednu zajednicu stoarsko-nomadskom. Kritikujui Kazanova (Khazanov 1994) i njegove komplikovane i rigidne tipologije, Krib je ukazao na to da je nomadsko stoarstvo dualistiki kon- cept koji se sastoji iz dve logiki (ali, kao 邸to e biti pokazano, ne i statistiki) nezavisne dimenzije mobilnosti i stoarstva. Svaka od ovih dimenzija pred- stavlja kontinuum koji na svojim ekstremima ima nomadstvo/sedentarnost za dimenziju mobilnosti, i zemljoradnju/stoarstvo za dimenziju naina proizvo- dnje hrane (Cribb 2004: 1520). Kazanov je, takoe, svoje osnovne forme definisao stavljajui akcenat na odnos udela zemljoradnje i stoarstva u jednoj zajednici (Khazanov 1994: 19). Po Kribovom mi邸ljenju, ove kategorizacije bi se mogle izbei ako bismo u razmatranje uzeli jo邸 jednu dimenziju nivo (pojedinac, domainstvo, selo, deo plemena, region) na kome dolazi do spe- cijalizacije (Cribb 2004: 16). Na istom mestu on zakljuuje da bi trebalo na- pustiti potragu za pravim nomadima (i diskvalifikaciju iz fenomena svih onih koji ne ispune kriterijume), ve se prikloniti pristupu iji je cilj da prepo- zna odreene nomadske tendencije koje se manifestuju u odreenom stepenu u 邸irokom rasponu dru邸tava i zajednica. Zato svaku od pomenutih dimenzija (nain proizvodnje hrane i mobilnost) treba posmatrati kao kontinuum sa ekstremnim vrednostima na polovima i locirati nivo na kome dolazi do specijalizacije. Na grafiku koji je napravio Krib (Cribb 2004: 17, fig.2.1) mo転e se videti da raspored razliitih zajednica koje su predstavljene u ravni definisanoj ovim dvema dimenzijama nije slu- ajan i da postoji povezanost izmeu stepena nomadstva i stepena stoarstva, tj. kako raste udeo stoarstva u proizvodnji hrane neke zajednice, tako raste i njena mobilnost i pribli転ava se polu potpunog nomadstva. Po邸to je Kribov uzorak veoma mali, svega 7 sluajeva, bilo bi zanimljivo proveriti ovu hipo- tezu na veem uzorku. Osnovni cilj ovog rada jeste upravo da testira hipotezu o vezi izmeu mo- bilnosti i naina proizvodnje hrane, da pru転i odgovor na pitanje da li su ove dve dimenzije povezane i koji procenat varijacije u mobilnosti se mo転e objas- niti varijacijom u doprinosu stoarstva ekonomiji. Metod i podaci Op邸ti metod istra転ivanja u ovom radu bie kroskulturna kvantitativna ana- liza. Kroskulturna istra転ivanja imaju svoje korene u evolucionistikoj antro- pologiji XIX veka, a pristup u ovom radu prati Binfordovu etnoarheolo邸ku 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 4. 58 MARKO PORI metodologiju konstruisanja uporednih okvira (Binford 2001). Kao empirijska osnova ovog istra転ivanja bie kori邸ene sledee baze podataka: Ethnographic Atlas (EA dalje u tekstu) D転. Mardoka i Standard Cross-Cultural Sample (SU dalje u tekstu) koji je priredio asopis World Cultures1. Iako je Kribova koncepcija jedne dimenzije sa zemljoradnjom i stoars- tvom na ekstremima konceptualno jasna, njena operacionalizacija nije tako jednostavna, a isto va転i i za merenje mobilnosti. U EA i SU postoji varijabla Dependence on Animal Husbandry2 koja meri relativni doprinos stoarstva meren u procentima grupisanim u intervale od 10%. Ako se 転eli da ta varijab- la ima na svojim ekstremima zemljoradnju i stoarstvo, neophodno je iz anali- ze odstraniti one zajednice kod kojih postoji znaajan doprinos lova, sakup- ljanja i ribolova. Tako su iz EA odstranjene iz analize one zajednice koje ima- ju vi邸e od 15% doprinosa lova, sakupljanja i ribolova. Ista procedura je spro- vedena i za SU. Zatim su za obe baze podataka iz analize eliminisane zajedni- ce koje su na obele転ju koje meri srednju veliinu lokalnih zajednica imale vrednosti preko 5000 stanovnika, kako bi bile eliminisane industrijalizovane zajednice. Broj sluajeva koji su u邸li u analizu je 160 iz EA i 43 iz SU. Faza 1 Za dimenziju mobilnosti, kada je SU u pitanju, u prvoj fazi je uzeta varija- bla Fixity of Settlement koja ima 邸est modaliteta sa rastuom sedentarno邸u: 1 = Migratory, 2 = Seminomadic fixed then migratory, 3 = Rotating among 2+ fixed, 4 = Semisedentary fixed core, some migratory, 5 = Impermanent periodically moved, 6 = Permanent. Meutim, ovakva varijabla ne postoji u EA i zato je bilo neophodno pronai posredan nain da se ona izmeri. To je uinjeno na sledei nain: Pretpostavljeno je da je varijabla Settlement Patterns (koja postoji i u EA i SU), iako ne meri direktno mobilnost, u uskoj vezi sa mobilno邸u. Ova pret- postavka je ispitana na taj nain 邸to su izraunati koeficijenti korelacije (Pir- 1 Etnografski atlas o kome je re, prvobitno je objavljen u delovima u okviru asopisa Ethnology izmeu 1962. i 1971. Veliki doprinos ovom atlasu dao je jedan od vodeih antropologa koji su se bavili kroskulturnim istra転ivanjima D転ord転 Mardok (George Murdock). Za objavljivanje atlasa u elektronskoj formi, u formatu kompatibilnom sa SPSS (Statistical Package for Social Sciences) programom, zaslu転an je asopis World Cultures koji je posveen kroskulturnim istra転ivanjima i oslanja se na tradiciju koju su zapoeli Mardok i prvobitni urednik asopisa World Cultures Daglas Vajt (Douglas White), obojica istaknuti antropolozi. Mardok i Vajt su zaslu転ni za izdvajanje podu- zorka Standard Cross-Cultural Sample gde su zajednice opisane na vi邸e atributa i gde je izbegnut problem autokorelacije kulturnih atributa. 2 Imena varijabli iz EA i SU su ostavljena u originalu da bi itaocu bilo lak邸e da se snae u bazama podataka i da ponovi analize, ukoliko 転eli. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 5. MOBILNOST I STOARSTVO... 59 sonov, Kendalov i Spirmanov, v. Blalock 1972; 貼i転i i dr. 2005) izmeu re- kodirane varijable3 Settlement Patterns i Fixity of Settlement na osnovu poda- taka iz SU. Korelacije su statistiki znaajne i izuzetno visoke (Pirsonov r=0.887, Spirmanov =0.793, Kendalov b=0.714, p<0.001), 邸to opravdava kori邸enje rekodirane verzije pomenute prethodne varijable u EA kao mere mobilnosti zajednice. Rekodiranje varijable Settlement Patterns je izvr邸eno na sledei nain: SETTLEMENT PATTERNS RKODIRANJE VA- RIJABLA 1 = Nomadic or fully migratory 1 2 = Seminomadic 2 3 = Semisedentary 3 4 = Compact but impermanent settlements 4 5 = Neighborhoods of dispersed family homesteads 5 6 = Separated hamlets, forming a single community 5 7 = Compact and relatively permanent settlements 5 8 = Complex settlements 6 Po邸to je izvr邸eno rekodiranje, izraunati su koeficijenti korelacije (Pirso- nov, Spirmanov i Kendalov) izmeu varijabli koje mere mobilnost i doprinos stoarstva u ekonomiji na osnovu podataka iz EA i SU. Faza 2 S obzirom na to da su ovako definisane varijable ordinalne i da postoji mnogo sluajeva sa identinim vrednostima, interpretacija kvadrata Pirsono- vog koeficijenta korelacije (koeficijenta determinacije) kao procenta varijacije jedne varijable obja邸njenim drugom varijablom nije iz statistikih razloga u potpunosti opravdana (v. za detalje Blalock 1972), iako se mo転e naslutiti da se zaista radi o linearnom odnosu (kakav pretpostavlja Krib) (v. odeljak Rezulta- ti). Stoga je bilo neophodno konstruisati varijable koje e biti bli転e intervalnoj skali, a u tom sluaju bi pomenuta interpretacija Pirsonovog koeficijenta ko- relacije bila mogua. Ovo je bilo mogue uraditi samo za SU gde postoji nekoliko varijabli koje na razliite naine mere stepen zastupljenosti stoarske privrede i mobilnosti. Za konstrukciju intervalne varijable stoarstva izabrane su sledee varijab- le iz SU: Subsistence Economy (dihotomna), Dependence on Animal Husbandry (ordinalna), Milking of Domestic Animals (dihotomna), Animal 3 Rekodiranje je neophodno iz tog razloga 邸to modaliteti 5-7 ne govore ni邸ta o mobil- nosti zajednice, ve o njihovoj disperziji. Zato su oni rekodirani grupisani u jedan modalitet sa istim nivoom mobilnosti. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 6. 60 MARKO PORI Husbandry Contribution to Food Supply (ordinalna). Na ovim varijablama izvr邸ena je analiza glavnih komponenti (Tabachnick and Fidell 2007, Tenjo- vi 2002). Prva glavna komponenta (karakteristini koren=3.149; obja邸njava 78.73% varijanse originalnih varijabli; korelacije varijabli sa prvom kompo- nentom su redom 0.922, 0.966, 0.738, 0.907) je uzeta kao nova dimenzija koja predstavlja stoarstvo. Za konstrukciju intervalne varijable mobilnosti kori邸ene su tri varijable: Fixity of Settlement, Settlement Patterns (rekodirana verzija) i izvedena vari- jabla koja meri vrstinu materijala od koga je napravljen zid stani邸ta (varijabla je izvedena na taj nain 邸to je izvr邸ena ordinacija modaliteta varijable Prevai- ling Type of Dwelling: Wall Material po vrstini materijala). Dobijena je va- rijabla sa tri modaliteta ureena po rastuoj vrstini/te転ini zida. Ukljuivanje ove varijable u kompozitnu meru mobilnosti se mo転e opravdati Binfordovim zakljucima o vezi izmeu mobilnosti i materijala od koga je stani邸te naprav- ljeno, gde njegovi podaci ukazuju na to da poveana mobilnost podrazumeva lak邸e materijale za stani邸ta (Binford 1990). Kao i u sluaju stoarstva, i na ovim varijablama je izvr邸ena analiza glavnih komponenti i izdvojena je prva komponenta kao aproksimacija intervalne mere mobilnosti (karakteristini koren=2.409, komponenta obja邸njava 80.29% varijanse, korelacije varijabli sa prvom komponentom su redom 0.944, 0.943, 0.793). Po邸to su izraunati skorovi na komponentama mobilnosti i stoarstva, iz- raunat je Pirsonov koeficijent korelacije i koeficijent determinacije koji daje odgovor na pitanje koji procenat varijacija u mobilnosti se mo転e objasniti varijacijama u stepenu pastoralne ekonomije. Rezultati Faza 1. Sva tri koeficijenta korelacije izraunata na osnovu varijabli De- pendence on Animal Husbandry i rekodirane varijable Settlement Patterns su statistiki znaajni, kako na podacima iz EA, tako i iz SU (tabela 1). Odnos ovih varijabli se mo転e videti i na bivariacionim grafikonima (slika 1 i slika 2). Faza 2. Pirsonov koeficijent korelacije izmeu komponente mobilnosti i komponente stoarstva, prema podacima iz SU (svega 35 sluajeva ima vred- nosti na obe varijable), iznosi -0.760, p<0.001, a koeficijent determinacije je 0.58. Meutim, sa grafikona (slika 3) se mo転e videti da zajednice Janomama i Abhaza predstavljaju statistike ekstremne vrednosti (outliers). Ukoliko ova dva sluaja odstranimo iz analize (tako da je onda N=33), Pirsonov koeficijent korelacije iznosi -0.888, a koeficijent determinacije je 0.79. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 7. MOBILNOST I STOARSTVO... 61 Pirsonov koefici- Spirmanov koefici- Kendalov b koefi- jent korelacije jent korelacije cijent korelacije Etnografski atlas -0.776 -0.462 -0.395 N=160 p<0.001 p<0.001 p<0.001 Standardni -0.838 -0.667 -0.536 uzorak N=43 p<0.001 p<0.001 p<0.001 Tabela 1: Rezultati korelacione analize promenljivih koje mere mobilnost i udeo stoarstva u ekonomiji, prema podacima iz EA i SU. Zajednice Cook's Dis- Centered Leverage Standardized tance Value DFBETA Kazak 0,07180 0,11720 -0,33894 Rwala Bed- 0,28155 0,11720 -0,69842 ouin Tuareg 0,06096 0,07890 -0,29924 Tabela 2: Indikatori uticaja u tabeli navedenih zajednica na regresioni model. 10 Animal Husbandry 8 6 4 2 0 1.00 2.00 3.00 4.00 5.00 6.00 Rekod. Settlement Patterns Slika 1: Odnos izmeu mobilnosti i naina proizvodnje hrane, prema podacima iz EA. Intenzitet boje trougla ukazuje na broj sluajeva sa datim koordinatama. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 8. 62 MARKO PORI 10 Dependence on Animal 8 Husbandry 6 4 2 0 1 2 3 4 5 6 Fixity of Settlement Slika 2: Odnos izmeu mobilnosti i naina proizvodnje hrane, prema podacima iz SU. Intenzitet boje trougla ukazuje na broj sluajeva sa datim koordinatama. Kazak Rwala Bedouin Abkhaz Tuareg 1,00000 Komponenta stoarstva 0,00000 -1,00000 Yanomamo -2,00000 -1,00000 0,00000 1,00000 Komponenta mobilnosti Slika 3: Bivarijacioni grafikon koji prikazuje odnos komponente stoarstva i komponente mobilnosti, prema podacima iz SU. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 9. MOBILNOST I STOARSTVO... 63 Diskusija Odgovor na pitanje da li postoji veza izmeu mobilnosti i stoarstva je po- tvrdan, emu u prilog svedoe rezultati prve faze (tabela 1). Sva tri koefici- jenta korelacije iz obe baze podataka su statistiki znaajna, a veza izmeu mobilnosti i varijable koja meri stoarstvo je inverzna (zato 邸to je mobilnost kodirana na taj nain da vee vrednosti oznaavaju poveanu sedentarnost, tj. smanjenu mobilnost). Sva tri koeficijenta jednako poreana po veliini, kako oni dobijeni na osnovu podataka iz EA, tako i oni iz SU, s tim 邸to su koeficijenti SU neznatno vei od odgovarajuih koeficijenata iz EA. Ove fluktuacije se mogu objasniti time da rekodirana varijabla Settlement Patterns iz EA ne meri direktno mo- bilnost, ve je samo u korelaciji sa mobilno邸u, 邸to umanjuje preciznost ana- lize. S obzirom na to da su varijable merene na ordinalnoj skali i da postoji dos- ta sluajeva koji imaju jednake vrednosti, najprikladniji koeficijent korelacije je Kendalov tau b (Blalock 1972: 418426), koji ukazuje na umereno jaku vezu izmeu mobilnosti i stoarstva. Ova veza je iz pomenutih razloga ne邸to jaa u SU. Ipak, uoljivo je da su Pirsonovi koeficijenti korelacije ubedljivo najvei u obe baze podataka (-0.776 u EA i -0.838 u SU). Iako interpretacija ovih koefi- cijenata ne bi bila sasvim opravdana, s obzirom na to da su varijable merene na ordinalnoj skali, dvodimenzionalni grafici (slika 1 i slika 2) sugeri邸u pos- tojanje linearne veze izmeu mobilnosti i stoarstva, ba邸 kao 邸to je pretposta- vio Krib (Cribb 2004: 17, fig. 2.1). Odgovor na drugo pitanje (o procentu varijacije jedne varijable, obja邸njene drugom) daju rezultati druge faze analize, gde su u korelaciju stavljene kom- pozitne varijable mobilnosti i stoarstva. Sudei prema vrednosti Pirsonovog koeficijenta korelacije i obliku grafika (slika 3), veza je linearna i jaka, naro- ito kada se koeficijent rauna na osnovu redukovane baze podataka SU, tj. kada se iz analize iskljue zajednice Janomama i Abhaza koje predstavljaju multivarijacione ekstremne vrednosti. Meutim, na slici 3 je uoljivo da tri zajednice sa izuzetno niskim vrednostima na komponenti mobilnosti (邸to zna- i da su one izuzetno mobilne zbog inverznog kodiranja) i izuzetno visokim vrednostima na komponenti stoarstva ine posebnu grupu, tj. izmeu njih i glavnine sluajeva ne postoji postepen prelaz. Postavlja se pitanje koliko ova tri sluaja, a从仂 primetimo da se radi o "arhetipskim" predstavnicama no- madskih stoara (Tuarezi, Beduini i Kozaci), doprinose izgledu i jaini veze koja se ogleda u Pirsonovom koeficijentu korelacije i koeficijentu determina- cije? 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 10. 64 MARKO PORI Ukoliko se pogledaju pokazatelji uticaja pojedinanih sluajeva na para- metre regresionog modela sa komponentom mobilnosti kao zavisnom, i kom- ponentom stoarstva kao nezavisnom promenljivom (bez Janomama i Abha- za) Cook's Distance, Leverage i Standardized DfBeta (tabela 2), ove tri zajednice prema kriterijumima koje navodi Fild (Field 2005: 164169) ne predstavljaju sluajeve koji ispoljavaju odluujui uticaj na parametre regresi- onog modela. ak i ako izbacimo ove sluajeve iz analize, koeficijent korela- cije je ne邸to manje apsolutne vrednosti, ali ostaje i dalje relativno visok (r=- 0.803) i statistiki znaajan. Prekid koji se mo転e videti na slici 3 se mo転e ob- jasniti malim uzorkom, jer ako uporedimo sa slikom 1, gde je prikazano 160 zajednica iz EA, vidimo da je prelaz mnogo bla転i, a sa druge strane slian prekid vidimo na slici 2, gde su prikazane ordinalne varijable mobilnosti i stoarstva merene na SU. Stoga, mo転emo pretpostaviti da je prekid na slici 3 u vezi sa prekidom na slici 2, jer komponente mobilnosti i stoarstva pred- stavljaju kompozitne varijable u kojoj znaajnu ulogu imaju ordinalne pro- menljive Dependance on Animal Husbandry i Fixity of Settlement. Da smo bili u prilici da merimo komponentu mobilnosti na uzorku iz EA, do prekida verovatno ne bi do邸lo sudei po izgledu slike 1. Koeficijenti determinacije kada se iskljue Janomame i Abhazi iznosi 0.79, 邸to znai da komponenta stoarstva obja邸njava 79% varijacije u komponenti mobilnosti. Ovo je prilino visok procenat, ali podsetimo da bi on bio mnogo manji (59%), da iz analize nisu izostavljene pomenute zajednice. Ni u ovoj prilici nije suvi邸no ponoviti da korelacija ne znai istovremeno i uzrono-posledinu vezu. O uzrocima mobilnosti mobilnih stoarskih zajed- nica, naroito o uzrocima mediteranske transhumance, raspravljano je dosta u literaturi (Arnold and Greenfield 2006; Gu邸i B. 1976a, 1976b; 仄仂于亳 1976). Kontrast izmeu sezonskih ekstrema se naje邸e pominje kao uzrok mediteranskog tipa transhumance, tj. poveana mobilnost se vidi kao odgovor na ovakve klimatsko-ekolo邸ke faktore (v. za drugaije mi邸ljenje Halstead 1987). Na primer, kada je re o umerenim kontinentalnim zonama Balkana, razlo- zi za transhumancu nisu toliko jasni i jednoznani kao u primorskom pojasu, jer ne postoji toliko o邸tar kontrast izmeu sezonskih ekstrema (Arnold and Greenfield 2006: 9). Razlika izmeu klimatskih uslova implicira i razliku u sistemima stoarstva, tako R邸umovi nagla邸ava da je stoarstvo u kontinen- talnom pojasu vi邸e oslonjeno na zemljoradnju i stalna naselja sa pripremlje- nom zimskom prehranom za stoku, jer, izmeu ostalog, u ovim krajevima nema predela bez sne転nog pokrivaa, pa stoga nema ni uslova za tipina no- madska kretanja (仄仂于亳 1976: 164). Da bi se dodatno ispitao uticaj sezonalnosti na mobilnost, potrebno je pro- nai varijable koje e meriti stabilnost tj. umerenost klime. Ovde e samo preliminarno biti testirana ova veza, u svrhu tekue diskusije. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 11. MOBILNOST I STOARSTVO... 65 Dve promenljive koje mere izra転enost sezonskog kontrasta preuzete su iz Binfordove studije Constructing Frames of Reference (2001), a to su promen- ljive izvedene na osnovu prosene temperature najtoplijeg i najhladnijeg me- seca u godini za oblast u kojoj zajednica 転ivi TEMP i MTEMP (raunaju se po formulama koje je dao Binford 2001: 59, 68, jednaine 4.02 i 4.03). Vred- nosti na varijablama na osnovu kojih se raunaju ove mere preuzeti su iz SU. Korelaciona analiza pokazuje da postoji statistiki znaajna (na nivou zna- ajnosti od 0.05) linearna korelacija izmeu mobilnosti i varijable MTEMP (Pirsonov r=0.388, p=0.026), Interpretacija dobijenih rezultata je jasna. Povean kontrast u temperaturi tokom godine utie na mobilnost zajednice4, ali obja邸njava tek oko 15% vari- jacija u mobilnosti na posmatranom uzorku. Zanimljivo bi bilo u analizu uvesti i dimenzije koje mere intenzitet kontra- sta u padavinama, kao i neke demografske varijable poput veliine populacije ili gustine naseljenosti, ali takva analiza prevazilazi obim ovog rada. Zakljuak Iako op邸ta tendencija veze izmeu mobilnosti i stoarstva postoji, izra転ena kroz relativno visoku apsolutnu vrednost koeficijenta korelacije, ako pogle- damo meru (koeficijent determinacije) koja nam govori koliko procenata va- rijacije u mobilnosti zajednice mo転emo objasniti udelom stoarstva u privre- ivanju, videemo da taj procenat iznosi 5980%, u zavisnosti od toga da li se odluimo da izostavimo neke zajednice (邸to mo転e biti opravdano ako nam je cilj da napravimo regresioni model koji e u veini sluajeva dobro predvi- ati, ali za eksploratornu analizu je korisnije posmatrati originalni skup slu- ajeva). Posmatrajui kompletan skup sluajeva iz redukovanog SU, 40% varijacije u mobilnosti zajednice ostaje neobja邸njeno udelom stoarstva u privreivanju. Ovu injenicu treba imati na umu kada se pristupa ocenjivanju mobilnosti zajednica samo na osnovu udela stoarstva u ekonomiji. U diskusiji je dotaknuto pitanje uticaja ekolo邸kih faktora na mobilnost za- jednica koje proizvode hranu. Iako se ova preliminarna analiza oslanja meto- dolo邸ki na sline analize lovako-sakupljakih zajednica (Binford 1990, 2001), treba naglasiti da je kulturna ekologija stoarskih zajednica dosta razli- ita od ekologije lovaca i sakupljaa (Cribb 2004: 2022), tako da se rezultati studija o kulturnoj ekologiji lovako-sakupljakih zajednica ne mogu auto- matski primenjivati, ali se istra転ivaka procedura izgradnje uporednih okvira 4 Visoke vrednosti MTEMP znae da je kontrast u temperaturi izmeu razliitih me- seci u godini neznatan, dok niske vrednosti blizu nuli, ukazuju na ekstremne kontra- ste. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 12. 66 MARKO PORI (sensu Binford 2001) mo転e i treba primeniti kao op邸ti metod. Posebno bi bilo zanimljivo sa stanovi邸ta praistorijske arheologije Balkana (problema vezanih za arheolo邸ku (ne)vidljivost stoarskih stani邸ta ranog bronzanog doba), istra- 転iti odnose izmeu mobilnosti, prirodne sredine i izgradnje stani邸ta (njihove arheolo邸ke vidljivosti npr.). Ove rezultate bilo bi mogue uporediti sa ve postojeim slinim studijama vezanim za lovce-sakupljae (npr. sa Binford 1990). Konstruisanje uporednih okvira za balkanske forme stoarstva (od nomadskih Vlaha i Sarakaana do razliitih formi transhumance) bilo bi od velikog znaaja za ispitivanje odnosa mobilnosti i arhitekture u praistoriji, a neke smernice i inspiracija za budua istra転ivanja te vrste se mogu nai u etnografskoj literaturi (npr. Cviji 1922; Freundreich 1962; 丐亳仆仂从亳 1963) Osnovni zakljuak ovog rada jeste da stoarstvo i mobilnost jesu u vezi, ali ove dve dimenzije ne treba poistoveivati. U svetlu ovakvog naina razmi邸- ljanja, ispravan i nedvosmislen termin, koji bi obuhvatio sve zajednice koje prouavamo kao elemente jednog fenomena bio bi mobilno stoarstvo. Ovaj termin obuhvata itav spektar zajednica sa razliitim stepenima mobilnosti i stoarstva. On se mo転e koristiti da bi se oznaio ceo fenomen, a termin no- madsko stoarstvo e biti rezervisan samo za zajednice koje imaju visoke vrednosti i na dimenziji udela stoarstva i na dimenziji mobilnosti (邸to e u najveem broju sluajeva i biti, jer su dve dimenzije u korelaciji). Ovaj rad ne predstavlja etnoarheolo邸ku studiju u pravom smislu (up. Por- i 2006), jer se bavi samo dinamikim karakteristikama kulturnog sistema. Analiza ove vrste se uklapa u model izgradnje teorije kakav je formulisao Binford u svojoj kapitalnoj kroskulturnoj studiji o lovako-sakupljakim zaje- dnicama (2001). Cilj ovakvih studija jeste da istra転e uzroke varijabilnosti odreene klase kulturnih sistema, da se utvrde veze izmeu razliitih dimenzi- ja, tj. da se odreeni fenomen sagleda u svoj svojoj slo転enosti. Drugim rei- ma, na ovaj nain stvara se koherentna celina apriornog znanja o funkcionisa- nju razliitih klasa kulturnih sistema (naroito u onim aspektima koji su sna転- no determinisani ili makar ogranieni ekolo邸kim faktorima), koje slu転i kao polazna taka za istra転ivanje pro邸losti. Samo sistematizacijom prethodnog znanja na analitiki nain se ono mo転e koristiti za zakljuivanje o pro邸losti, jer u suprotnom, ostajemo sa mno邸tvom nepovezanih pojedinanih sluajeva ijom prostom projekcijom u pro邸lost prizivamo sve opasnosti koje sa sobom nosi formalna analogija. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 13. MOBILNOST I STOARSTVO... 67 Literatura Arnold, E.R. and H.J. Greenfield 2006. The Origins of Transhumant Pas- toralism. Oxford: BAR. Bankoff, A.H. and H.J. Greenfield 1984. Decision-making and culture change in Yugoslav Bronze Age. Balcanica XV: 731. Bar-Yosef, O. and A. M. Khazanov 1992. Introduction. In: Pastoralism in the Levant, Archaeological Materials in Anthropological Perspectives. (eds. O. Bar-Yosef and A. Khazanov). Wisconsin: Prehistory Press. 19. Binford, L.R. 1990. Mobility, Housing, and Environment: A Comparative Study. Journal of Anthropological Research 46: 119152. Binford, L.R. 2001. Constructing Frames of Reference: An Analytical Method for Archaeological Theory Building Using Ethnographic and Envi- ronmental Data Sets. Los Angeles: University of California Press. Blalock, H.M. 1972. Social Statistics (second edition). New York: McGraw-Hill. Brodel, F. 2001. (1947) Mediteran i mediteranski svet u doba Filipa II, tom I. Beograd: Geopoetika. Chang, C. and H.A. Koster 1986. Beyond Bones: Toward an Archaeology of Pastoralism. In: Advances in Archaeological Method and Theory, vol.9 (ed. M. Schiffer). 97148. Cribb, R. 2004. Nomads in Archaeology. Cambridge: Cambridge Univer- sity Press. Cviji, J. 1922. Balkansko poluostrvo i ju転noslovenske zemlje, knjiga prva. Zagreb: Hrvatski 邸tamparski zavod. Dahl, G. and A. Hjort 1976. Having Herds: Pastoral Herd Growth and Household Economy. Stockholm: Stockholm Studies in Social Anthropology. Dunare, N. 1976. Typologie pastorale traditionnelle Sud-Est Europ竪enne. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 189212. Field, A. 2005. Discovering Statistics Using SPSS. London: SAGE Publi- cations. Fleming, A. 1972. The Genesis of Pastoralism in European Prehistory. World Archaeology 4: 179191. Freundreich, A. 1962. Narod gradi na ogoljenom krasu. Zagreb-Beograd: Savezni institut za za邸titu spomenika kulture. Galaty, J.G. and D.L. Johnson (eds.) 1990. The World of Pastoralism: Herding Systems in Comparative Perspective. New York: Guilford Press. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 14. 68 MARKO PORI 舒舒舒仆亳仆, . 1973. 舒亳仂亳舒 仆舒 仍 弌 弌弍亳亠 I. 亠仂亞舒亟: 弌仗- 从舒 从亳亢亠于仆舒 亰舒亟亞舒. Gara邸anin, M. 1977. Zur Frage der Transhumanz in der dinarischen Bronzezeit. Balcanica VIII:3742. Gara邸anin, M. 1983. Grupa Beloti-Bela Crkva. U: Praistorija jugoslavenskih zemalja IV. (ur.A. Benac). Sarajevo: Svjetlost. 705718. Gara邸anin, M. 1994. Pastoralisme semi-nomade et nomade dans la P辿ninsule balkanique l辿n辿olithique et au d辿but de lAge du bronze. Balcanica XXV-1:718. 舒舒舒仆亳仆, . 亳 . 舒舒舒仆亳仆 1958. 从仂仗舒于舒亠 仄仍舒 亠仍仂亳 亳 亠仍仂 丶从于亳 (舒仗舒亟仆舒 弌弍亳舒). 弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒仂亟仆仂亞 仄亰亠舒 I: 17 50. 舒舒舒仆亳仆, . 亳 . 舒舒舒仆亳仆 1967. 从仂仗舒于舒舒 从仂仄仗仍亠从 亠仍仂- 亳-亠仍舒 丶从于舒 1961. 亞仂亟亳仆亠. 弍仂仆亳从 舒仂亟仆仂亞 仄亰亠舒 V: 530. Geddes, D.S. 1983. Neolithic Transhumance in the Mediterranian Pyrenees. World Archaeology 15: 5166. Gilbert, A.S. 1983. On the Origins of Specialized Nomadic Pastoralism in Western Iran. World Archaeology 15: 105119. Gu邸i, B. 1976a. Ekolo邸ka osnova stoarstva na prostoru Dinarida. U: Rad 21. kongresa saveza udru転enja folklorista Jugoslavije: apljina, 1721. septembra 1974. (ur. C. Rihtman) Sarajevo.7385 Gu邸i, B. 1976b. Ekolo邸ki uslovi na prostoru transhumantnog stoarenja na Balkanu. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 143157. Gu邸i, M. 1976. Etnolo邸ka struktura transhumantnog stoarstva na tlu Jugoslavije. U: Rad 21. kongresa saveza udru転enja folklorista Jugoslavije: apljina, 1721. septembra 1974. (ur. C. Rihtman) Sarajevo. 85103. Halstead, P. 1987. Traditional and Ancient Rural Economy in Mediterranean Europe: Plus a Change? Journal of Hellenic Studies CVII: 7787. Hole, F. 1979. Rediscovering the Past in the Present: Ethnoarchaeology in Luristan, Iran. In: Ethnoarchaeology: Implications of Ethnography for Ar- chaeology. C. Kramer (ed.). New York: Columbia Press. 192218. Khazanov, A.M. 1994. Nomads and the Outside World (second edition). Wisconsin: The University of Wisconsin Press. Marcu, L. 1976. Formes traditionnelles d辿levage pastoral et syst竪mes dorganisation chez les Vlaques balkaniques. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 6785. 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)
  • 15. MOBILNOST I STOARSTVO... 69 Marshall, F. and Hildebrand, E. 2002. Cattle Before Crops: The Beginnings of Food Production in Africa. Journal of World Prehistory 12: 99143. Myres, J.L. 1941. Nomadism. The Journal of the Royal Anthropological Institute of Great Britain and Ireland 71: 1942. Pori, M. 2006. Etnoarheologija sada邸njost kao klju za pro邸lost. - 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 1/2: 105121. 仄仂于亳, . 1976. 亠仂亞舒从亳 仍仂于亳 亳 亳仂于舒 仍仂亞舒 亠于仂仍亳亳 仂舒从亳 从亠舒舒 亞仂仍舒于亳亳. 丕: 亟亠亟弍亠 仗仂亰亳亳于仆仂亞 亰舒从仂仆仂亟舒于于舒 亳 仂弍亳舒仆仂亞 仗舒于舒 仂 亠亰仂仆从亳仄 从亠舒亳仄舒 仂舒舒 亞仂亳仂仆仂 于仂仗亳 从仂亰 于亠从仂于亠, 亰弍仂仆亳从 舒亟仂于舒 舒 仄亠仆舒仂亟仆仂亞 仆舒仆仂亞 从仗舒, (. .丼弍亳仍仂于亳). 亠仂亞舒亟: 弌丕. 159176. Sherratt, A. 1983. The secondary exploitation of animals in the Old World. World Archaeology 15: 90104. Tabachnick, B.G. and L.S. Fidell 2006. Using Multivariate Statistics. New York: Pearson Education. Tenjovi, L. 2002. Statistika u psihologiji. Beograd: Centar za primenjenu psihologiju Dru邸tva psihologa Srbije. 丐亳仆仂从亳, .个. 1963. 舒仆舒亳 于仍舒从亳 从舒仆亳 舒从亠亟仂仆亳亳. 丕: 弌亳仄仗仂亰亳仄 仂 亠亟仂于亠从仂于仆仂仄 从舒仆 仂亟亢舒仆 24. 亳 25. 仆仂于亠仄弍舒 1961. (.. 个亳仍亳仗仂于亳) 弌舒舒亠于仂: 舒仆仂 亟于仂 弌 仂仆亠 亳 丱亠亠亞仂于亳仆亠. 171202. 貼i転i, M, M. Lovri i D. Pavlii 2005. Metodi statistike analize. Beo- grad: Ekonomski fakultet. Marko Pori Connection of mobility and foraging - A cross-cultural analy sis The goal of this inquiry is to explore the existence and severity of the liaison in- between mobility and cattle breeding. The author has decided to test the hypothesis of a relation between mobility and cattle breading through quantitative analysis of a cross-cultural data base. It is determined that there exists a statistically important bond between mobility and cattle breading in the economy. Although the connection is strong, a significant part of the variations can not be ascribed to cattle breading. It is suggested that the causes of mobility of cattle breading communities are complex and can partly be found in the climatic and ecological factors. Key words: mobility, foraging, cross-cultural analysis, climatic and ecological fac- tors 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于.1 (2007)
  • 16. 70 MARKO PORI Marko Pori Le lien entre la mobilit辿 et l辿levage: une analyse transculturelle Le pr辿sent travail vise examiner lexistence et la force du lien existant entre la mobilit辿 et l辿levage. Lauteur v辿rifie lhypoth竪se sur le lien entre la mobilit辿 et l辿levage par le biais de lanalyse quantitative dune base de donn辿es transculturelle. Il en ressort quil existe un lien important du point de vue statistique entre la mobilit辿 et la participation de l辿levage au sein dune 辿conomie. Toutefois, malgr辿 le caract竪re significatif de ce lien, un nombre important de variations dans la mobilit辿 ne saurait 棚tre expliqu辿 par la pratique de l辿levage. Il est sugg辿r辿 que la mobilit辿 des commu- naut辿s d辿leveurs est motiv辿e par des raisons complexes, qui rel竪vent en partie des facteurs dordre climatique et 辿cologique. Mots-cl辿s: la mobilit辿, l辿levage, analyse transculturelle, facteurs dordre climati- que et 辿cologique 仆仂舒仆仂仗仂仍仂从亳 仗仂弍仍亠仄亳 仆.. 亞仂亟. 2. 于. 1 (2007)