陳璇+夏一巍

摘要：立足農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)與中國特有的新型農(nóng)村社會(huì)保障體系，以湖南某縣級(jí)市的實(shí)證調(diào)查為依據(jù)，運(yùn)用主成分分析、最小二乘回歸分析和bootstrapping法，探究婚姻暴力受害因素對(duì)不同性別的解釋力度。結(jié)果顯示：農(nóng)村女性受暴總體高于男性，家庭規(guī)模的擴(kuò)大與家庭關(guān)系滿意度的提升降低男性家暴的受害，社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模的擴(kuò)大增加了兩性遭受家暴的風(fēng)險(xiǎn)，“新農(nóng)?！迸c“新農(nóng)合”制度成為降低女性家暴受害的保護(hù)性因素，家庭功能衰弱導(dǎo)致家暴的情況沒有出現(xiàn)，農(nóng)村男性與女性家暴受害因素呈有限對(duì)稱。

關(guān)鍵詞：婚姻暴力;家庭結(jié)構(gòu);社會(huì)支持網(wǎng);農(nóng)村社會(huì)保障;有限對(duì)稱

中圖分類號(hào)：C912.82文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2016）01-0119-07

2014年11月25日至12月25日期間我國一項(xiàng)家暴調(diào)查顯示，超54%的人經(jīng)歷過家暴，其中遭遇毆打的人數(shù)超過37%[1]， 最高人民法院《涉及家庭暴力婚姻案件審理指南》曾指出：我國家庭暴力發(fā)生率在29.7%到35.7%之間，其中90%以上的受害人是女性[2]。在對(duì)美國8 145個(gè)家庭進(jìn)行的一項(xiàng)研究結(jié)果表明：“在過去的一年里，每八位丈夫中就有一位對(duì)妻子實(shí)施了暴力行為”[3]，家庭暴力遠(yuǎn)比人們想象得更為普遍。

學(xué)者Archer通過對(duì)82項(xiàng)家暴研究的元分析（metaanalysis）發(fā)現(xiàn)夫妻間暴力施暴人與受害人存在“性別對(duì)稱性”（gender symmetry）[4]。本文將以家庭結(jié)構(gòu)為視角，立足結(jié)構(gòu)功能理論，通過分析湖南某縣級(jí)市的實(shí)證數(shù)據(jù)，探索中國農(nóng)村家庭暴力發(fā)生的相關(guān)因素，繼而深入研究我國農(nóng)村家庭暴力受害因素的性別對(duì)稱性。

一、理論依據(jù)與研究假設(shè)

（一） 概念闡述

家庭暴力是指家庭成員之間實(shí)施的身體、精神等方面的侵害，2014年11月25日《中華人民共和國反家庭暴力法（征求意見稿）》首次明確了家庭暴力的范圍。作為家庭暴力的一種，婚姻暴力是指發(fā)生在已婚夫妻之間的暴力行為，既包括丈夫?qū)ζ拮拥谋┝π袨?，也包括妻子?duì)丈夫的暴力行為[3]。本研究之婚姻暴力行為特指合法夫妻間的身體暴力、精神暴力與性暴力行為。

（二） 研究理論與研究假設(shè)

家庭結(jié)構(gòu)是指家庭中成員的構(gòu)成及其相互作用、相互影響的狀態(tài)，以及由這種狀態(tài)形成的相對(duì)穩(wěn)定的聯(lián)系模式。家庭結(jié)構(gòu)包括兩個(gè)基本方面：（1）家庭人口要素。家庭由多少人組成，家庭規(guī)模大小。（2）家庭模式要素。家庭成員之間怎樣相互聯(lián)系，以及因聯(lián)系方式不同而形成的不同的家庭模式[5]。 依據(jù)結(jié)構(gòu)派家庭治療創(chuàng)建者SalvadorMinuchin的理論，家庭成員在相互交往的過程中形成相對(duì)穩(wěn)定的互動(dòng)模式;它包括一套隱形的控制家庭互動(dòng)的規(guī)則，反映的是家庭成員彼此互動(dòng)的方式;當(dāng)家庭成員在家庭中的行為多次重復(fù)的時(shí)候，家庭互動(dòng)就會(huì)形成一定的模式[6]。家庭暴力亦是穩(wěn)定家庭結(jié)構(gòu)中夫妻間互動(dòng)的一種模式。同時(shí)，一個(gè)人的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（包括親屬與非親屬網(wǎng)絡(luò)）規(guī)模越大，越可能在社會(huì)行動(dòng)中占居優(yōu)勢(shì)地位[7]，支持性資源會(huì)由潛在的象征性資源（如威懾作用）轉(zhuǎn)化為實(shí)際干預(yù)。而隨著社會(huì)變遷，我國農(nóng)村家庭呈現(xiàn)家庭規(guī)模持續(xù)縮小，家庭結(jié)構(gòu)逐步核心化，多重家庭模式并存的狀況[8]。親屬關(guān)系依附的轉(zhuǎn)變能否起到影響核心家庭在情感和經(jīng)濟(jì)上的作用？本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：如果家庭規(guī)模越大，家暴發(fā)生的可能性越小;

假設(shè)1b：如果家庭恩格爾系數(shù)越低，家暴發(fā)生的可能性越小;

假設(shè)1c：如果個(gè)人對(duì)家庭關(guān)系滿意度越高，其成為家暴受害人的可能性越小;

假設(shè)1d：如果個(gè)人對(duì)居住條件滿意度越高，其成為家暴受害人的可能性越小;

假設(shè)1e：如果個(gè)人的社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模越大，其成為家暴受害人的可能性越小。

結(jié)構(gòu)功能理論將社會(huì)系統(tǒng)的功能分為四種：適應(yīng)、目標(biāo)達(dá)成、整合、潛在模式維系，它們可以保持社會(huì)系統(tǒng)的穩(wěn)定[9]。在20世紀(jì)早期，很多社會(huì)學(xué)家擔(dān)憂家庭會(huì)失去功能，1929年美國社會(huì)學(xué)家William Fielding Ogburn研究了美國社會(huì)的趨勢(shì)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、生育、保護(hù)、授予地位、教育和宗教等家庭基本功能已經(jīng)有其他組織代替[10]。隨著社會(huì)生產(chǎn)力的飛速發(fā)展，社會(huì)保障機(jī)制的完善，傳統(tǒng)家庭的教育、保護(hù)、贍養(yǎng)能日益被外在的學(xué)校、警察和療養(yǎng)院所取代，家庭的社會(huì)功能逐漸被剝離，被剝奪了功能的組織是否還能使其成員產(chǎn)生心理認(rèn)同成為一大問題，家庭演變成一個(gè)脆弱的組織，家庭暴力及其消極后果正是家庭功能衰弱的表現(xiàn)[11]。綜上，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a：如果個(gè)人對(duì)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)滿意度越高，其成為家暴受害人的可能性越大;

假設(shè)2b：如果個(gè)人對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保障滿意度越高，其成為家暴受害人的可能性越大;

假設(shè)2c：如果個(gè)人對(duì)社會(huì)公共服務(wù)滿意度越高，其成為家暴受害人的可能性越大。

二、國內(nèi)外相關(guān)研究綜述

國外家暴研究始于20世紀(jì)70年代，學(xué)者們從不同層面探尋家暴的成因，涉及社會(huì)學(xué)習(xí)理論、暴力循環(huán)理論、特質(zhì)論、資源論、社會(huì)交換理論等視角并加以論證[1216]。尤其是以女性主義理論為主導(dǎo)的家暴研究得到諸多西方學(xué)者的青睞。其研究術(shù)語多采用“親密伴侶暴力”（intimate partner violence），包括情侶間、性伴侶等主體，這與中國法律保護(hù)合法婚姻主體有較大差異，“夫妻間暴力”（spousal violence）則是中國家暴問題關(guān)注的焦點(diǎn)。

而中國學(xué)者的研究也多以社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、受教育程度、家庭決策權(quán)、童年經(jīng)歷、個(gè)人酗酒行為、社會(huì)資本為切入點(diǎn)[1721]。調(diào)查顯示丈夫受暴率并不低[22]。細(xì)致深入地描述男性受暴的詳情，比較暴力的性別分布，并從方法技術(shù)上精益求精顯得尤為必要[23]。近些年國外研究試圖討論男性受害和女性受害是否存在性別對(duì)稱性，而關(guān)于男性被害因素的研究依然相對(duì)較少[24]。2013年學(xué)者馬春華通過分析“2010年第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查”的全國性數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)夫妻間暴力在中國呈現(xiàn)“性別對(duì)稱性”，并在女性主義理論和社會(huì)學(xué)的資源論框架下分析了男性受虐和女性受虐的影響因素，同時(shí)指出女性主義理論和資源理論在妻子受虐方面有相當(dāng)解釋力度，但是在丈夫受虐方面解釋力度有限[25]。

因此，尋找更為適合男性被害研究的理論視角，客觀驗(yàn)證男性被害和女性被害遵循相同模式的結(jié)論，深度分析婚姻暴力受害及其影響因素的性別間差異顯得尤為重要。本研究將以家庭結(jié)構(gòu)為視角，對(duì)我國農(nóng)村家暴受害因素的研究做出新的探索和嘗試。

三、樣本概況與變量設(shè)計(jì)

（一）樣本概況

2015年1月在湖南省某縣級(jí)市進(jìn)行了入戶式問卷調(diào)查，依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平運(yùn)用多階分層抽樣方法從該（縣級(jí)）市27個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）抽取5個(gè)，并以年齡、性別、婚姻狀況等要素從每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）抽取200個(gè)適宜樣本（年齡在20～60歲之間并已婚的居民或村民），回收有效問卷755份，有效回收率為75.5%。樣本顯示：男性335人，占44.4%;女性420人，占55.6%;平均年齡為39.18歲;平均受教育年限為9.16年;平均結(jié)婚年限為16.37年。

（二） 變量設(shè)計(jì)

1.因變量。本研究借鑒目前國際慣用的測(cè)量婚姻暴力行為的量具——沖突行為量表修訂版（the revised conflict tactics scales，CST2）[26]，采取“經(jīng)常、有時(shí)、很少、從不”4個(gè)選項(xiàng)，對(duì)過去一年發(fā)生的婚姻暴力頻次程度進(jìn)行測(cè)量。本文針對(duì)婚姻暴力的24類行為共3個(gè)維度開展研究，包括11類身體暴力行為（physical violence）：摔東西，推抓撞，摑掌，踢咬或拳頭打，連續(xù)拳打腳踢，綁住手腳打，用棍子、磚頭、火鉗、衣架、衣叉、掃帚、鍋鏟、扳手，用刀子等利器威脅或刺傷，煙頭燙、皮帶抽、針刺、開水燙、火燙等，勒脖子、壓頭入水、枕頭悶等，推下樓、灌毒藥、潑硫酸、潑汽油等;12類精神暴力行為（psychological violence）：到處說你壞話、老說你不好、羞辱詛咒、摔東西、威脅要?dú)⒛?、虐待孩子、用?dòng)作和眼神讓你心生恐懼、限制你與異性交往、限制你與同性聚會(huì)、限制你與家里人接觸、指責(zé)你不忠、跟蹤你去向;1類性暴力行為（sexual violence）：強(qiáng)迫發(fā)生性行為。

2.自變量。（1）家庭規(guī)模。（2）家庭恩格爾系數(shù)。即以每月家庭食品支出總額占家庭消費(fèi)支出總額的比重計(jì)算。（3）家庭關(guān)系滿意度與居住條件滿意度。由“非常不滿意”（1分）到“非常滿意”（4分）排序。（4）社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模通常有兩種測(cè)量方法：一種以成員數(shù)為計(jì)算依據(jù)，一個(gè)社會(huì)網(wǎng)的成員越多，則網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大;一種以關(guān)系為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)，用社會(huì)網(wǎng)成員間的具體關(guān)系來表示網(wǎng)絡(luò)的大小[27]。本研究采納后一種測(cè)算方式，借鑒Vander Poel社會(huì)支持量表[28]，測(cè)量構(gòu)成個(gè)人社會(huì)支持網(wǎng)的各種關(guān)系的數(shù)量，包括：重大決定、矛盾調(diào)解、情緒疏導(dǎo)、資金借貸、家務(wù)農(nóng)作、陪伴6個(gè)支持網(wǎng)，及配偶、父母、子女、兄弟姐妹等12類求助對(duì)象。（5）農(nóng)村社會(huì)保障。依據(jù)我國現(xiàn)行農(nóng)村社會(huì)保障政策，本研究對(duì)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與新型農(nóng)村合作醫(yī)療的參與度與滿意度進(jìn)行測(cè)量，并以1～4分賦值于“非常不滿意”到“非常滿意”。（6）社會(huì)公共服務(wù)滿意度。社會(huì)公共服務(wù)是指通過國家權(quán)力介入或公共資源投入為滿足公民的社會(huì)發(fā)展活動(dòng)的直接需要所提供的服務(wù)。本研究針對(duì)該定義與分類對(duì)居民（村民）的社會(huì)治安、公共交通、基礎(chǔ)教育滿意度與政府管理四項(xiàng)滿意度進(jìn)行測(cè)量，1～4分表示“非常不滿意”到“非常滿意”。

3.控制變量。本文依據(jù)現(xiàn)有相關(guān)研究，對(duì)其他可能對(duì)夫妻間暴力行為產(chǎn)生影響變量進(jìn)行測(cè)量并加以控制。（1）社會(huì)人口學(xué)變量。年齡、年齡平方、受教育年限、結(jié)婚年限、身體健康狀況（很不健康、不太健康、一般、比較健康、很健康）。（2）配偶風(fēng)險(xiǎn)行為。本調(diào)查采用配偶“飲酒頻率”“打麻將賭錢頻率”“購買六合彩頻率”三項(xiàng)指標(biāo)測(cè)量夫妻關(guān)系中配偶的風(fēng)險(xiǎn)性行為，并依據(jù)行為發(fā)生頻率：“從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常”進(jìn)行1～4分的賦值。（3）童年經(jīng)歷：測(cè)量童年目睹家暴的經(jīng)歷與童年遭受家暴的經(jīng)歷（0=沒有，1=有）。

四、數(shù)據(jù)處理與分析

（一） 數(shù)據(jù)處理

研究將男性和女性樣本分開，以上述三種類型受暴經(jīng)歷為因變量分別對(duì)其進(jìn)行最小二乘回歸分析，因此本次研究共有6個(gè)模型。然而，簡單的最小二乘回歸并不能產(chǎn)生無偏的結(jié)果，因?yàn)楸狙芯渴褂玫倪m宜樣本而非嚴(yán)格的概率樣本，結(jié)果的誤差是難以避免，因此我們使用bootstrapping法對(duì)回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)。雖然bootstrapping法并不能完全糾正適宜樣本帶來的誤差，但是能使結(jié)果得到改善[29]。此外，用簡單最小二乘模型回歸產(chǎn)生的模型殘差并不服從正態(tài)分布，這與最小二乘回歸的基本假設(shè)不符[30]，因而會(huì)產(chǎn)生錯(cuò)誤的標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)，最終導(dǎo)致參數(shù)檢驗(yàn)偏誤。當(dāng)樣本規(guī)模增大，雖然觀測(cè)值（因變量）不服從正態(tài)分布，但是殘差的分布是漸進(jìn)正態(tài)的[31]，因此這也支持我們使用bootstrapping法進(jìn)行再取樣分析。

本次研究主要使用STATA13.1作為主要的建模工具，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)使用bootstrapping法估計(jì)?？紤]到本次研究樣本已經(jīng)達(dá)到300以上（將男女樣本分開后），200次再抽樣會(huì)產(chǎn)生大于6萬樣本，因此我們將bootstrapping法次數(shù)固定為200次。

另外，為避免變量太多增加研究的復(fù)雜性，需要將多個(gè)變量通過線性變換以選出較少個(gè)數(shù)重要變量，本次研究將針對(duì)自變量“社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)?！迸c“社會(huì)公共服務(wù)滿意度”使用主成分分析，而后納入回歸模型。

（二） 數(shù)據(jù)分析

通過性別分組，本研究對(duì)三種家暴行為進(jìn)行建模，共得到6個(gè)回歸模型（見表1）。模型Ⅰ～Ⅲ為男性樣本（N=335）的回歸分析結(jié)果，模型Ⅳ～Ⅵ為女性樣本（N=420）的回歸分析結(jié)果，并分別以身體暴力、精神暴力和性暴力為因變量，數(shù)據(jù)解讀。

.農(nóng)村男性家暴受害的影響因素。通過模型Ⅰ～Ⅲ的系數(shù)發(fā)現(xiàn)：年齡和年齡的平方項(xiàng)與男性身體暴力和性暴力受害之間呈負(fù)相關(guān)。為方便解釋年齡的效應(yīng)，我們將男性年齡與不同類型的受暴經(jīng)歷作lowess平滑曲線圖。結(jié)果如圖1所示，年齡和受暴基本呈二次關(guān)系（即印證了回歸系數(shù)中年齡二次項(xiàng)引入的正確性）?？梢?，對(duì)不同類型的受暴經(jīng)歷而言，從20周歲開始，男性受暴呈上升趨勢(shì)，到約25周歲達(dá)到峰值，此后隨著年齡呈下降趨勢(shì)。值得注意的是對(duì)于男性身體暴力而言，在50歲達(dá)到最低值之后，又呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。換言之，對(duì)于男性身體暴力而言，年齡的三次項(xiàng)關(guān)系可能存在。為驗(yàn)證年齡的三次項(xiàng)關(guān)系是否存在，研究引入年齡的三次項(xiàng)，但研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于該項(xiàng)的T檢驗(yàn)并不顯著。因此對(duì)于圖1中可能存在的三次項(xiàng)關(guān)系極有可能是樣本量過小導(dǎo)致，不應(yīng)過度解讀。

關(guān)于自變量，研究的回歸結(jié)果表明：家庭規(guī)模越大，男性對(duì)家庭關(guān)系的滿意度越高，其遭受家暴的可能性越小，表明假設(shè)1a與1c得到支持;而較大的社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模與較高程度的精神暴力有關(guān)，因此男性受害人的研究未能支持假設(shè)1e;家庭恩格爾系數(shù)與居住條件滿意度對(duì)家暴而言并無顯著相關(guān)，1b與1d的假設(shè)在男性受害問題上并未得到印證。最后，本研究發(fā)現(xiàn)，男性受暴與新農(nóng)合滿意度、新農(nóng)保滿意度以及社會(huì)公共服務(wù)滿意度并無顯著相關(guān)關(guān)系。

針對(duì)控制變量，配偶飲酒和配偶打麻將賭錢、購買六合彩等博彩均與較高的家暴相關(guān)。個(gè)人“童年目睹家暴的經(jīng)歷”與男性遭受身體暴力呈顯著相關(guān)，而“童年遭受家暴的經(jīng)歷”并無統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著。

2.農(nóng)村女性家暴受害的影響因素。與男性類似，我們將年齡與不同類型的受暴經(jīng)歷作lowess平滑曲線圖。結(jié)果如圖2所示，雖然回歸系數(shù)上發(fā)現(xiàn)女性的年齡及年齡平方項(xiàng)并不顯著，但是在圖2中我們發(fā)現(xiàn)類似的二次函數(shù)趨勢(shì)。與圖1不同的是，女性受暴的峰值在30～40歲之間。此外，身體健康狀況較低是女性遭受家暴的顯著風(fēng)險(xiǎn)因素;結(jié)婚年限、受教育年限與女性遭受性暴力呈顯著負(fù)相關(guān);童年目睹家暴的經(jīng)歷或配偶的博彩行為均會(huì)顯著增加女性各類家暴受害。

針對(duì)自變量。表征社會(huì)資本要素的社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模的擴(kuò)大與家暴呈正相關(guān)關(guān)系;女性對(duì)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的滿意度與各類家暴呈負(fù)向顯著相關(guān)，與假設(shè)2a、2b相反;而社會(huì)公共服務(wù)滿意度越高，女性家暴受害的可能性越大，表明研究支持了假設(shè)2c。

五、結(jié)果與討論

（一） 研究結(jié)果

1. 家暴受害的現(xiàn)狀。本次研究樣本中男性和女性的年齡基本相似，男性的受教育年限與身體狀況程度略高于女性，女性反映配偶有喝酒和博彩的比例略高于男性。男性和女性樣本的人口學(xué)特征和其他控制變量并沒有顯著差異。男女精神暴力受害均表現(xiàn)突出，其次是性暴力受害，身體暴力受害均值最低。三類家暴，女性受暴總體高于男性。

2. 男性與女性家暴受害因素呈有限對(duì)稱。國內(nèi)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]。比對(duì)模型Ⅰ～Ⅵ研究結(jié)果顯示：（1）就影響因素而言，僅對(duì)男性家暴受害人在統(tǒng)計(jì)上有顯著影響的是：“家庭規(guī)模”與“家庭關(guān)系”;僅對(duì)女性家暴受害人在統(tǒng)計(jì)上有顯著影響的是：代表農(nóng)村社會(huì)福利與社會(huì)保障的“新農(nóng)?！薄靶罗r(nóng)合”與“社會(huì)公共服務(wù)”;（2）對(duì)兩性受害均產(chǎn)生影響的因素是社會(huì)支持網(wǎng)規(guī)模;而家庭恩格爾系數(shù)并未對(duì)農(nóng)村家暴的產(chǎn)生造成影響。因此，基于家庭結(jié)構(gòu)視角與結(jié)構(gòu)功能理論，兩性間家暴被害的表現(xiàn)形式相似，但影響因素不完全相同，女性與男性家暴受害因素的對(duì)稱性是有限的，家庭結(jié)構(gòu)中性別的作用并沒有女性主義理論主張者斷言的那么重要[33]。

（二） 研究探討

正如Bowen家庭系統(tǒng)模式強(qiáng)調(diào)個(gè)人的獨(dú)立性并指出家庭關(guān)系的巨大網(wǎng)絡(luò)塑造了家庭生活[34]。家庭規(guī)模、家庭關(guān)系、社會(huì)支持網(wǎng)均對(duì)家暴的發(fā)生造成影響，中國傳統(tǒng)的“面子觀”使人口數(shù)較多家庭的男性遭受家暴的風(fēng)險(xiǎn)降低，但當(dāng)農(nóng)村家庭中妻子具有強(qiáng)大的社會(huì)支持網(wǎng)，增加其“重大決定、矛盾調(diào)解、情緒疏導(dǎo)、資金借貸、家務(wù)農(nóng)作、陪伴”的支持力度與支持規(guī)模時(shí)，其遭受家暴的可能性也隨之增加，這源自女性對(duì)“夫權(quán)”的挑戰(zhàn)，沖擊了原有家庭模式。

國家為推進(jìn)社會(huì)保障體系建設(shè)作出了一系列重大決策部署，先后建立了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療等重要制度。研究表明新型農(nóng)村社會(huì)保障體系的建立，降低了農(nóng)村女性家暴受害的幾率，換言之，新農(nóng)保與新農(nóng)合制度的推行成為了家暴產(chǎn)生的保護(hù)性因素，家庭功能衰弱產(chǎn)生家暴的情況沒有出現(xiàn)。而農(nóng)村社會(huì)公共服務(wù)功能的提升，增加了女性家暴受害的可能性，這可能導(dǎo)致傳統(tǒng)家庭功能一定程度上被剝奪，女性的家庭貢獻(xiàn)變小。當(dāng)然，在女性家暴受害多于男性的社會(huì)，夫妻暴力有可能是相互的，因此我們并不能排除這種情形是夫妻間雙向暴力的結(jié)果。

（三） 研究貢獻(xiàn)與局限

農(nóng)村家暴受害因素的性別對(duì)稱性分析是本研究的探索性嘗試。打破傳統(tǒng)女性主義視角，立足農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)與中國特有的新型農(nóng)村社會(huì)保障體系，運(yùn)用實(shí)證分析方法，探究各類因素對(duì)不同性別的解釋力度，分別對(duì)男性與女性樣本的相關(guān)變量進(jìn)行最小二乘回歸分析，并運(yùn)用bootstrapping法對(duì)回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)，減少了結(jié)果誤差。此外，使用主成分分析法對(duì)本次研究涉及的關(guān)鍵變量提取其主要成分，從而減少了潛在的測(cè)量誤差。

當(dāng)然，更為適宜家暴問題研究的視角有待新的探索，夫妻間暴力很大程度上存在雙向可能性，我們不能排除樣本中的男性和女性同時(shí)是施暴者和受害人。基于研究倫理，無法調(diào)查源自同一個(gè)家庭的夫妻樣本亦是本研究的一大局限，這都有待在今后研究中改善。

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Gender Symmetry of Factors for Spousal Violence Victimization：

Findings From an Empirical Research of Hunan Province

CHEN Xuan，XIA Yiwei

（Department of Sociology， Macao University， Macao 999078， China）

Abstract：This research attempted to explore the gender symmetry associated with the factor for spousal violence victimization on the strength of family structure and Chinas rural social security system， based on an empirical research from a county in Hunan Provence， and the principle analytic model is ordinary least square with principal component analysis and bootstrapping. The results demonstrate that the overall probability of spousal violence against women is higher than man; family size and satisfaction to family relationship could reduce the odds of spousal violence victimization to male， and the social support network scale lead to contradictory result to egodomestic victimization; Meanwhile， the development of the New Rural Social Endowment Insurance System and New Rural Cooperative Medical System further decrease the hazard of female victimization， a consequence do not be triggered that spousal violence happened on account of the week family function. Then the finding declares a finite symmetry of the spousal violence victimization pattern to both genders.

Key words：spousal violence; family structure; social support network; social security in rural area; finite symmetry