农村婚姻暴力受害因素的有效对称研究

中图分类号:C912。82文献标识码:A文章编号:1009-9107(2016)01-0119-07

2014年11月25日至12月25日期间一项家暴调查显示,超54百分号的人经历过家暴,其中遭遇殴打的人数超过37百分号[1],最高人论文网民法院涉及家庭暴力婚姻案件审理指南曾指出:家庭暴力发生率在29。7百分号到35。7百分号之间,其中90百分号以上的受害人是女性[2]。在对美国8145个家庭进行的一项研究结果表明:在过去的一年里,每八位丈夫中就有一位对妻子实施了暴力行为“[3],家庭暴力远比人们想象得更为普遍。

学者Archer通过对82项家暴研究的元分析(metaanalysis)发现夫妻间暴力施暴人与受害人存在性别对称性“(gendersymmetry)[4]。本文将以家庭结构为视角,立足结构功能理论,通过分析湖南某县级市的实证数据,探索中国农村家庭暴力发生的相关因素,继而深入研究农村家庭暴力受害因素的性别对称性。

一。理论依据与研究假设

(一)概念阐述

家庭暴力是指家庭成员之间实施的身体。精神等方面的侵害,2014年11月25日中华人民共和国反家庭暴力法(征求意见稿)首次明确了家庭暴力的范围。作为家庭暴力的一种,婚姻暴力是指发生在已婚夫妻之间的暴力行为,既包括丈夫对妻子的暴力行为,也包括妻子对丈夫的暴力行为[3]。本研究之婚姻暴力行为特指合法夫妻间的身体暴力。精神暴力与性暴力行为。

(二)研究理论与研究假设

家庭结构是指家庭中成员的构成及其相互作用。相互影响的状态,以及由这种状态形成的相对稳定的联系模式。家庭结构包括两个基本方面:(1)家庭人口要素。家庭由多少人组成,家庭规模大小。(2)家庭模式要素。家庭成员之间怎样相互联系,以及因联系方式不同而形成的不同的家庭模式[5]。依据结构派家庭治疗创建者SalvadorMinuchin的理论,家庭成员在相互交往的过程中形成相对稳定的互动模式;它包括一套隐形的控制家庭互动的规则,反映的是家庭成员彼此互动的方式;当家庭成员在家庭中的行为多次重复的时候,家庭互动就会形成一定的模式[6]。家庭暴力亦是稳定家庭结构中夫妻间互动的一种模式。同时,一个人的社会网络(包括亲属与非亲属网络)规模越大,越可能在社会行动中占居优势地位[7],支持性资源会由潜在的象征性资源(如威慑作用)转化为实际干预。而随着社会变迁,农村家庭呈现家庭规模持续缩小,家庭结构逐步核心化,多重家庭模式并存的状况[8]。亲属关系依附的转变能否起到影响核心家庭在情感和经济上的作用?本研究提出以下假设:

假设1a:如果家庭规模越大,家暴发生的可能性越小;

假设1b:如果家庭恩格尔系数越低,家暴发生的可能性越小;

假设1c:如果个人对家庭关系满意度越高,其成为家暴受害人的可能性越小;

假设1d:如果个人对居住条件满意度越高,其成为家暴受害人的可能性越小;

假设1e:如果个人的社会支持网规模越大,其成为家暴受害人的可能性越小。

结构功能理论将社会系统的功能分为四种:适应。目标达成。整合。潜在模式维系,它们可以保持社会系统的稳定[9]。在20世纪早期,很多社会学家担忧家庭会失去功能,1929年美国社会学家WilliamFieldingOgburn研究了美国社会的趋势,发现经济。生育。保护。授予地位。教育和宗教等家庭基本功能已经有其他组织代替[10]。随着社会生产力的飞速发展,社会保障机制的完善,传统家庭的教育。保护。赡养能日益被外在的学校。警察和疗养院所取代,家庭的社会功能逐渐被剥离,被剥夺了功能的组织是否还能使其成员产生心理认同成为一大问题,家庭演变成一个脆弱的组织,家庭暴力及其消极后果正是家庭功能衰弱的表现[11]。综上,本研究提出以下假设:

假设2a:如果个人对农村社会养老保险满意度越高,其成为家暴受害人的可能性越大;

假设2b:如果个人对农村医疗保障满意度越高,其成为家暴受害人的可能性越大;

假设2c:如果个人对社会公共服务满意度越高,其成为家暴受害人的可能性越大。

二。国内外相关研究综述

国外家暴研究始于20世纪70年代,学者们从不同层面探寻家暴的成因,涉及社会学习理论。暴力循环理论。特质论。资源论。社会交换理论等视角并加以论证[1216]。尤其是以女性主义理论为主导的家暴研究得到诸多西方学者的青睐。其研究术语多采用亲密伴侣暴力“(intimatepartnerviolence),包括情侣间。性伴侣等主体,这与中国法律保护合法婚姻主体有较大差异,夫妻间暴力“(spousalviolence)则是中国家暴问题关注的焦点。

而中国学者的研究也多以社会经济地位。受教育程度。家庭决策权。童年经历。个人酗酒行为。社会资本为切入点[1721]。调查显示丈夫受暴率并不低[22]。细致深入地描述男性受暴的详情,比较暴力的性别分布,并从方法技术上精益求精显得尤为必要[23]。近些年国外研究试图讨论男性受害和女性受害是否存在性别对称性,而关于男性被害因素的研究依然相对较少[24]。2013年学者马春华通过分析2010年第三期中国妇女社会地位调查“的全国性数据,发现夫妻间暴力在中国呈现性别对称性“,并在女性主义理论和社会学的资源论框架下分析了男性受虐和女性受虐的影响因素,同时指出女性主义理论和资源理论在妻子受虐方面有相当解释力度,但是在丈夫受虐方面解释力度有限[25]。因此,寻找更为适合男性被害研究的理论视角,客观验证男性被害和女性被害遵循相同模式的结论,深度分析婚姻暴力受害及其影响因素的性别间差异显得尤为重要。本研究将以家庭结构为视角,对农村家暴受害因素的研究做出新的探索和尝试。

三。样本概况与变量设计

(一)样本概况

2015年1月在湖南省某县级市进行了入户式问卷调查,依据经济发展水平运用多阶分层抽样方法从该(县级)市27个乡镇(街道)抽取5个,并以年龄。性别。婚姻状况等要素从每个乡镇(街道)抽取200个适宜样本(年龄在20～60岁之间并已婚的居民或村民),回收有效问卷755份,有效回收率为75。5百分号。样本显示:男性335人,占44。4百分号;女性420人,占55。6百分号;平均年龄为39。18岁;平均受教育年限为9。16年;平均结婚年限为16。37年。

(二)变量设计

1。因变量。本研究借鉴目前国际惯用的测量婚姻暴力行为的量具――冲突行为量表修订版(therevisedconflicttacticsscales,CST2)[26],采取经常。有时。很少。从不“4个选项,对过去一年发生的婚姻暴力频次程度进行测量。本文针对婚姻暴力的24类行为共3个维度开展研究,包括11类身体暴力行为(physicalviolence):摔东西,推抓撞,掴掌,踢咬或拳头打,连续拳打脚踢,绑住手脚打,用棍子。砖头。火钳。衣架。衣叉。扫帚。锅铲。扳手,用刀子等利器威胁或刺伤,烟头烫。皮带抽。针刺。开水烫。火烫等,勒脖子。压头入水。枕头闷等,推下楼。灌毒药。泼硫酸。泼汽油等;12类精神暴力行为(psychologicalviolence):到处说你坏话。老说你不好。羞辱诅咒。摔东西。威胁要杀你。虐待孩子。用动作和眼神让你心生恐惧。限制你与异性交往。限制你与同性聚会。限制你与家里人接触。指责你不忠。跟踪你去向;1类性暴力行为(sexualviolence):强迫发生性行为。

2。自变量。(1)家庭规模。(2)家庭恩格尔系数。即以每月家庭食品支出总额占家庭消费支出总额的比重计算。(3)家庭关系满意度与居住条件满意度。由非常不满意“(1分)到非常满意“(4分)排序。(4)社会支持网规模。社会网络规模通常有两种测量方法:一种以成员数为计算依据,一个社会网的成员越多,则网络规模越大;一种以关系为测量标准,用社会网成员间的具体关系来表示网络的大小[27]。本研究采纳后一种测算方式,借鉴VanderPoel社会支持量表[28],测量构成个人社会支持网的各种关系的数量,包括:重大决定。矛盾调解。情绪疏导。资金借贷。家务农作。陪伴6个支持网,及配偶。父母。子女。兄弟姐妹等12类求助对象。(5)农村社会保障。依据现行农村社会保障政策,本研究对新型农村社会养老保险与新型农村合作医疗的参与度与满意度进行测量,并以1～4分赋值于非常不满意“到非常满意“。(6)社会公共服务满意度。社会公共服务是指通过国家权力介入或公共资源投入为满足公民的社会发展活动的直接需要所提供的服务。本研究针对该定义与分类对居民(村民)的社会治安。公共交通。基础教育满意度与政府管理四项满意度进行测量,1～4分表示非常不满意“到非常满意“。

3。控制变量。本文依据现有相关研究,对其他可能对夫妻间暴力行为产生影响变量进行测量并加以控制。(1)社会人口学变量。年龄。年龄平方。受教育年限。结婚年限。身体健康状况(很不健康。不太健康。一般。比较健康。很健康)。(2)配偶风险行为。本调查采用配偶饮酒频率“打麻将赌钱频率“购买六合彩频率“三项指标测量夫妻关系中配偶的风险性行为,并依据行为发生频率:从不。很少。有时。经常“进行1～4分的赋值。(3)童年经历:测量童年目睹家暴的经历与童年遭受家暴的经历(0=没有,1=有)。

四。数据处理与分析

(一)数据处理

研究将男性和女性样本分开,以上述三种类型受暴经历为因变量分别对其进行最小二乘回归分析,因此本次研究共有6个模型。然而,简单的最小二乘回归并不能产生无偏的结果,因为本研究使用的适宜样本而非严格的概率样本,结果的误差是难以避免,因此我们使用bootstrapping法对回归模型的标准误进行估计。虽然bootstrapping法并不能完全纠正适宜样本带来的误差,但是能使结果得到改善[29]。此外,用简单最小二乘模型回归产生的模型残差并不服从正态分布,这与最小二乘回归的基本假设不符[30],因而会产生错误的标准误估计,最终导致参数检验偏误。当样本规模增大,虽然观测值(因变量)不服从正态分布,但是残差的分布是渐进正态的[31],因此这也支持我们使用bootstrapping法进行再取样分析。

本次研究主要使用STATA13。1作为主要的建模工具,回归系数的标准误估计使用bootstrapping法估计。考虑到本次研究样本已经达到300以上(将男女样本分开后),200次再抽样会产生大于6万样本,因此我们将bootstrapping法次数固定为200次。

另外,为避免变量太多增加研究的复杂性,需要将多个变量通过线性变换以选出较少个数重要变量,本次研究将针对自变量社会支持网规模“与社会公共服务满意度“使用主成分分析,而后纳入回归模型。

(二)数据分析

通过性别分组,本研究对三种家暴行为进行建模,共得到6个回归模型(见表1)。模型Ⅰ～Ⅲ为男性样本(N=335)的回归分析结果,模型Ⅳ～Ⅵ为女性样本(N=420)的回归分析结果,并分别以身体暴力。精神暴力和性暴力为因变量,数据解读。

。农村男性家暴受害的影响因素。通过模型Ⅰ～Ⅲ的系数发现:年龄和年龄的平方项与男性身体暴力和性暴力受害之间呈负相关。为方便解释年龄的效应,我们将男性年龄与不同类型的受暴经历作lowess平滑曲线图。结果如图1所示,年龄和受暴基本呈二次关系(即印证了回归系数中年龄二次项引入的正确性)。可见,对不同类型的受暴经历而言,从20周岁开始,男性受暴呈上升趋势,到约25周岁达到峰值,此后随着年龄呈下降趋势。值得注意的是对于男性身体暴力而言,在50岁达到最低值之后,又呈现上升的趋势。换言之,对于男性身体暴力而言,年龄的三次项关系可能存在。为验证年龄的三次项关系是否存在,研究引入年龄的三次项,但研究发现对于该项的T检验并不显著。因此对于图1中可能存在的三次项关系极有可能是样本量过小导致,不应过度解读。关于自变量,研究的回归结果表明:家庭规模越大,男性对家庭关系的满意度越高,其遭受家暴的可能性越小,表明假设1a与1c得到支持;而较大的社会支持网规模与较高程度的精神暴力有关,因此男性受害人的研究未能支持假设1e;家庭恩格尔系数与居住条件满意度对家暴而言并无显著相关,1b与1d的假设在男性受害问题上并未得到印证。最后,本研究发现,男性受暴与新农合满意度。新农保满意度以及社会公共服务满意度并无显著相关关系。

针对控制变量,配偶饮酒和配偶打麻将赌钱。购买六合彩等博彩均与较高的家暴相关。个人童年目睹家暴的经历“与男性遭受身体暴力呈显著相关,而童年遭受家暴的经历“并无统计学显著。

2。农村女性家暴受害的影响因素。与男性类似,我们将年龄与不同类型的受暴经历作lowess平滑曲线图。结果如图2所示,虽然回归系数上发现女性的年龄及年龄平方项并不显著,但是在图2中我们发现类似的二次函数趋势。与图1不同的是,女性受暴的峰值在30～40岁之间。此外,身体健康状况较低是女性遭受家暴的显著风险因素;结婚年限。受教育年限与女性遭受性暴力呈显著负相关;童年目睹家暴的经历或配偶的博彩行为均会显著增加女性各类家暴受害。

针对自变量。表征社会资本要素的社会支持网规模的扩大与家暴呈正相关关系;女性对新型农村社会养老保险的满意度与各类家暴呈负向显著相关,与假设2a。2b相反;而社会公共服务满意度越高,女性家暴受害的可能性越大,表明研究支持了假设2c。

五。结果与讨论

(一)研究结果

1。家暴受害的现状。本次研究样本中男性和女性的年龄基本相似,男性的受教育年限与身体状况程度略高于女性,女性反映配偶有喝酒和博彩的比例略高于男性。男性和女性样本的人口学特征和其他控制变量并没有显著差异。男女精神暴力受害均表现突出,其次是性暴力受害,身体暴力受害均值最低。三类家暴,女性受暴总体高于男性。

2。男性与女性家暴受害因素呈有限对称。国内外已有研究表明男性受虐和女性受虐遵循相同或相似模式[32,25]。比对模型Ⅰ～Ⅵ研究结果显示:(1)就影响因素而言,仅对男性家暴受害人在统计上有显著影响的是:家庭规模“与家庭关系“;仅对女性家暴受害人在统计上有显著影响的是:代表农村社会福利与社会保障的新农保“新农合“与社会公共服务“;(2)对两性受害均产生影响的因素是社会支持网规模;而家庭恩格尔系数并未对农村家暴的产生造成影响。因此,家庭结构视角与结构功能理论,两性间家暴被害的表现形式相似,但影响因素不完全相同,女性与男性家暴受害因素的对称性是有限的,家庭结构中性别的作用并没有女性主义理论主张者断言的那么重要[33]。

(二)研究探讨

正如Bowen家庭系统模式强调个人的独立性并指出家庭关系的巨大网络塑造了家庭生活[34]。家庭规模。家庭关系。社会支持网均对家暴的发生造成影响,中国传统的面子观“使人口数较多家庭的男性遭受家暴的风险降低,但当农村家庭中妻子具有强大的社会支持网,增加其重大决定。矛盾调解。情绪疏导。资金借贷。家务农作。陪伴“的支持力度与支持规模时,其遭受家暴的可能性也随之增加,这源自女性对夫权“的挑战,冲击了原有家庭模式。

国家为推进社会保障体系建设作出了一系列重大决策部署,先后建立了新型农村社会养老保险和新型农村合作医疗等重要制度。研究表明新型农村社会保障体系的建立,降低了农村女性家暴受害的几率,换言之,新农保与新农合制度的推行成为了家暴产生的保护性因素,家庭功能衰弱产生家暴的情况没有出现。而农村社会公共服务功能的提升,增加了女性家暴受害的可能性,这可能导致传统家庭功能一定程度上被剥夺,女性的家庭贡献变小。当然,在女性家暴受害多于男性的社会,夫妻暴力有可能是相互的,因此我们并不能排除这种情形是夫妻间双向暴力的结果。

(三)研究贡献与局限

农村家暴受害因素的性别对称性分析是本研究的探索性尝试。打破传统女性主义视角,立足农村家庭结构与中国特有的新型农村社会保障体系,运用实证分析方法,探究各类因素对不同性别的解释力度,分别对男性与女性样本的相关变量进行最小二乘回归分析,并运用bootstrapping法对回归模型的标准误进行估计,减少了结果误差。此外,使用主成分分析法对本次研究涉及的关键变量提取其主要成分,从而减少了潜在的测量误差。

当然,更为适宜家暴问题研究的视角有待新的探索,夫妻间暴力很大程度上存在双向可能性,我们不能排除样本中的男性和女性同时是施暴者和受害人。研究伦理,无法调查源自同一个家庭的夫妻样本亦是本研究的一大局限,这都有待在今后研究中改善。

农村婚姻暴力受害因素的有效对称研究