代際支持能夠避免老人遭受虐待嗎？——基于家庭關系影響的實證研究

朱赫 李升 陳虹霖

一、問題的提出

虐待老人是一個世界性的重大社會問題，廣泛存在于各個國家和族群之間，卻有著容易被看作個人隱私而被低估或忽略的特征。2011年12月19日，聯(lián)合國大會通過第66/127號決議，指定6月15日為認識虐待老年人問題世界日（World Elder Abuse Awareness Day）呼吁社會重視虐待老人現(xiàn)象，反對針對老年人的虐待和對其造成的傷害。在歐美社會，虐待老人的現(xiàn)象從20世紀中后期開始引起學者們的關注，尤其是在20世紀80年代開始了更多的研究（Kosberg，1988），其中除了存在于養(yǎng)老機構內(nèi)或家庭外看護者等施加的虐待行為外，家庭內(nèi)的虐待老人現(xiàn)象也更受關注。Acierno等學者針對美國社會老年人虐待情況研究顯示，至少10%以上的老年人報告受到了家庭成員的虐待（Acierno et al.，2010）。Yon等學者2017年針對虐待老人概率的世界范圍內(nèi)的報告稱，通過分析28個國家和地區(qū)（包括12個中低收入國家）的52份研究成果，發(fā)現(xiàn)年齡在60歲以上的老人中大約有16%受到過虐待，其中11.6%受到了心理虐待，6.8%受到了財務虐待，4.2%被忽視，2.6%受到了身體虐待和0.9%受到了性虐待（Yon et al.，2017）。

虐待老人在我國或東亞社會都是個很少被提及的話題，尤其是家庭內(nèi)成員施加的虐待行為更是如此，因為東亞社會倡導的家庭文化等與西方歐美社會所不同，強調(diào)基于代際支持的家庭凝聚力和家庭責任倫理等在社會文化中的重要性（楊菊華、李路路，2009），特別是在普遍存在“家丑不外揚”等因素影響下，虐待老人問題不知不覺被人們主動的忽視。迫于家庭傳統(tǒng)文化壓力，使我國社會很少關注到虐待老人這一社會問題，然而，媒介中時常報道出來的虐待老人事例需要引起重視。進入到21世紀，我國也在逐漸邁入老齡化社會，國家統(tǒng)計局 2018年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，65歲及以上人口16658萬人，約占總人口的12%，2017年這個數(shù)字還是11.4%，快速的老齡化進程使得健康養(yǎng)老問題越來越重要，有研究指出，我國的老年人受虐待發(fā)生率已經(jīng)達到10個老人中至少有1位老人受到過虐待(伍小蘭、李晶，2013)。隨著我國人口老齡化進程的持續(xù)發(fā)展，虐待老人現(xiàn)象的發(fā)生概率值得警惕，虐待老人不僅不利于老年人的健康養(yǎng)老，更會在社會中產(chǎn)生巨大的消極和負面作用。我國在2013年修訂了老年人權益保障法也體現(xiàn)了這一社會問題的嚴重性，法律中即規(guī)定如果成年子女不能對他們年長的父母提供經(jīng)濟、情緒或物質上的支持，或忽視父母的必要需求，都將面對經(jīng)濟處罰等法律制裁。

由于家庭中產(chǎn)生的虐待老人行為反映的是家庭成員之間的關系，因此從家庭關系層面探討虐待老人問題十分重要，這不同于國外研究更多從家庭外的組織機構等角度探討虐待問題。為了揭示我國社會中家庭內(nèi)虐待老人行為的發(fā)生機制，進一步分析家庭關系中影響虐待老人的行為的重要因素，本文在探討虐待老人問題時引入代際支持這一變量，并具體區(qū)分了老人之于子女的向下代際支持與子女之于老人的向上代際支持，由此對家庭關系中的雙向代際支持與虐待老人之間的關聯(lián)機制進行實證研究。探討的主要問題是，代際支持是否是影響虐待老人行為發(fā)生的重要因素？或者說，老人對于子女的向下代際支持或子女對于老人的向上代際支持能否降低虐待老人行為發(fā)生的可能？本文將基于一項全國范圍內(nèi)的調(diào)查數(shù)據(jù)，嘗試對此問題做出實證回答。

二、文獻與理論研究

（一）對虐待老人現(xiàn)象的討論

20世紀70年代Baker首次提及虐待老人的問題（Baker，1977），最初涉及的主要是對老人身體的虐待現(xiàn)象。2002年聯(lián)合國將老年虐待定義為“在本應充滿信任的任何關系中發(fā)生的一次或多次致使老年人受到傷害或處境困難的行為，或以不采取適當行動的方式致使老年人受到傷害或處境困難的行為”,其中老年虐待的四種類型分別是身體虐待、精神虐待、心理虐待或長期口頭侵犯、經(jīng)濟剝削或物質虐待和疏于照料，學者們的調(diào)查研究也同樣指出了這些不同類別的虐待行為是存在的（Acierno et al.，2010）?？烧J為隨著社會的發(fā)展，關于虐待老人的界定也伴隨著人們的認知發(fā)生改變，指向了更為廣泛的內(nèi)容。

在對虐待老人行為何以發(fā)生的因素討論中，由于往往難以接觸施加虐待行為者一方（Choi & Mayer，2000），所以更多的研究集中于從受到虐待的老人一方探討原因，包括老年人的年齡、性別、婚姻、健康等方面（Kosberg，1988；Laumann，Leitsch & Waite，2008；Dong，Simon & Evans，2012）。盡管我國的老齡化進程很快，但對于虐待老人現(xiàn)象的原因與機制的學術研究稍顯薄弱。在國內(nèi)學者已有的相關研究中，最初主要是從整體社會文化的角度來探討，指出虐待老人與老年人個體、家庭和生活環(huán)境等有關，并以此揭示虐待老人問題的嚴重性（張敏杰，2002；李超，2004；姜向群，2010）。隨后的研究更側重從虐待的主體特征角度來分析，一方面指出老人自身的年齡、健康、經(jīng)濟等條件是影響受到虐待的重要因素（伍小蘭、李晶，2013；宋月萍、李龍，2015；錢振中等，2016；冀云等，2018；李偉峰等，2018），另一方面指出代表老年人身份地位的特性，如教育、經(jīng)濟情況、工作等因素會影響到子女對老人施加虐待的行為可能性（Dong et al.，2013；楊萍萍、沈軍，2013；陶秀英、沈軍，2017）。特別是年齡越小、收入水平越低、具有抑郁、認知障礙和缺乏社會支持的老年人越容易遭受到家庭成員的虐待（Dong，2015）。

概括已有研究對國內(nèi)虐待老人現(xiàn)象的理論解釋，可歸為三個角度。一是基于個體因素或個體行為特征的壓力宣泄或暴力施加等（張敏杰，2002），二是基于社會交換理論的資源匱乏或關系脫離等（姜向群，2010），三是基于孝文化失效的社會控制弱化或養(yǎng)老行為越軌等（李擁軍，2013）。這些研究基本上，都在家庭維度討論虐待老人問題。這也符合我國傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老形式，由于對虐待行為的雙方主體特征或整體社會文化等因素分析固然重要，但虐待行為實則體現(xiàn)的是家庭成員之間的關系，即虐待老人主要體現(xiàn)的是一種家庭代際關系質量，因而將虐待行為的雙方主體同時考慮，從代際關系的角度探討代際支持與虐待老人是十分必要的，實際上少數(shù)研究已提到了此方面的重要影響作用（伍小蘭、李晶，2013；孫鵑娟、冀云，2018）。

（二）從代際支持探討虐待老人現(xiàn)象

代際支持是一種非正式形式的代際交換，既表現(xiàn)為在家庭內(nèi)部子代與父代之間代際資源的雙向流動，更主要體現(xiàn)為子代和父代之間的生活、情感和經(jīng)濟等方面的支持（Morgan &Hirosima，1983；Litwin，2004；Attias-Donfiit et al.，2005）。從支持的方向維度看，代際支持包含了父代對子代的自上而下與子代對父代的自下而上的兩個層面（Tian，2016）。在對中國社會的代際支持討論上，早在20世紀80年代費孝通就提出了中國社會和西方社會的家庭代際支持關系有所不同，西方社會是“接力”式單向循環(huán)代際支持模式，而中國社會是“反哺”式雙向義務模式（費孝通，1983、2016）。中國社會的代際支持不僅將雙方主體納入其中，也將相互行為的關聯(lián)機制納入其中，包括了情感、資源及規(guī)范等諸多“哺育”或“反哺”的雙向內(nèi)容。

那么，如何從代際支持角度理解虐待老人行為的發(fā)生？通常性的理解是基于代際互惠的交換理論，即從可能受到虐待的老人一方來看，老人能夠給予子代的代際支持能夠換回子代對自身的“優(yōu)待”。已有研究也指出，隨著老年人越來越難以照顧自身，就會通過交換方式來保持平衡關系以維系自身生活（Dowd，1975）。從不少經(jīng)驗現(xiàn)實也能都看出，老人給子代經(jīng)濟支持或幫助照看孫輩等，也是期望能夠子代給自己更好的養(yǎng)老。在學者們的討論中，良性關系的代際支持有助于代際團結（Bengtson，1991；Lee et al.，1994；Schwarz et al.，2010），能夠表現(xiàn)為家庭成員們的凝聚力和滿意度。根據(jù)此方面討論，能夠提出“向下代際支持”研究假設即：老人對子代的向下代際支持會影響到子代對老人的行為，老人對子女有向下代際支持能夠降低虐待行為的發(fā)生。

從可能施加虐待行為的子代一方來看，可以引入“權力（資源）-依賴”的理論來分析。由于虐待行為實質上是權力過度使用的表現(xiàn)，因而也往往暗含于資源依賴等家庭關系之中?！皺嗔?依賴”理論強調(diào)在權力不平衡關系中，具有依賴性的一方就會受到資源控制者的限制（Emerson，1962），提供資源一方就會擁有更多權力施加給受惠者一方。也就是說，如果子代能夠給父代提供更多的資源，父代又依賴于這些資源，那么父代的生活也就會受到子代的家庭權力限制，從而處于代際關系中的弱勢位置。已有研究也主要從照顧者的角度對老年人是否受到虐待進行解讀（Stones et al.，2002；Oyserman et al.，2002；Ayalon，2014；辛 惠 明等，2020），強調(diào)子女作為照顧者常常會覺得照護任務繁重，從而容易產(chǎn)生不良情緒，并將情緒轉嫁給高齡老人。而一些狀況不好的老年人由于依賴子女的照看而屬于關系中的弱勢群體，往往缺乏自我保護的能力，因而家庭中也容易被施以消極的行為對待，已有研究對香港華人家庭虐待老人的調(diào)查也對此有所提及（Yan& Tang，2004）。根據(jù)此方面的討論，能夠提出“向上代際支持”研究假設：子代對老人的向上代際支持也會影響子代對老人的行為，當老人更多依賴于子女的向上代際支持時，就容易導致處于家庭關系中的弱勢位置而導致虐待行為的發(fā)生。

整體來看，已有研究主要在探討虐待老人問題時，更多關注的是個體特征因素導致的不良結果，對更為“隱蔽”的家庭內(nèi)虐待老人的行為產(chǎn)生，尤其對代際支持影響虐待行為的實證研究依然較少，而且同時探討老人對子代與子代對老人的雙向代際支持影響的研究更為欠缺。從現(xiàn)實情況上看，不少家庭都會存在代際之間的雙向代際支持關系，且多包含了經(jīng)濟支持與生活照料等資源依賴的內(nèi)容，在特定的社會規(guī)范時期中，代際支持表示了家庭代際關系中的權力或地位向度，這對研究虐待老人問題提供了重要的實證角度。

三、數(shù)據(jù)、變量與描述性分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于全國婦聯(lián)和國家統(tǒng)計局共同實施的“第三期中國婦女社會地位調(diào)查”，選擇此數(shù)據(jù)的重要意義在于調(diào)查問卷中設計了細致的關于虐待行為的測量指標。此調(diào)查為全國性調(diào)查，個人調(diào)查是在調(diào)查標準時點（2010年12月1日）上，全國除港澳臺以外居住在家庭戶內(nèi)的18至64周歲的男女兩性中國公民為調(diào)查主問卷。樣本覆蓋了全國31個省區(qū)市，共獲得3222份65周歲及以上的老年人的有效調(diào)查問卷。數(shù)據(jù)根據(jù)抽樣設計方案及國家統(tǒng)計局2010年人口普查數(shù)據(jù)資料對性別和城鄉(xiāng)進行了加權調(diào)整，與第六次全國人口普查的相應人口基本吻合，具有較強的代表性。

（二）變量設計

1.因變量

本文著重研究老年人是否受到虐待行為的發(fā)生情況。對此方面的測量，對應于“第三期中國婦女社會地位調(diào)查”老年問卷中，詢問被訪者“最近一年來，您的家人對您有過下列行為嗎?”，提供的選項分別有：A長期不來探望、問候/不和您說話；B不給您提供基本生活費/私自挪用您的錢款；C需要時不照顧您；D侮辱/謾罵/恐嚇/毆打您；E不給您提供固定的住所；F不給您吃飽/吃得很差；G不許您出家門。對于因變量老人“是否受到虐待”的操作化定義如下：上述問卷調(diào)查問題的7個選項中，若被訪者選擇至少有一項則代表“受到虐待”（1代表受到虐待），若均選擇沒有則代表“沒有受到虐待”（0代表沒有受到虐待）。為進一步研究老年人受虐待的行為程度，討論代際支持對老年人受到虐待的種類疊加狀況的影響，因變量的老人“受到虐待種類”，是選擇疊加上述7種選項，數(shù)值越大證明受到虐待的種類越多，0則代表沒有受到任何虐待行為。

2.自變量

本文分析的核心自變量是老人與子女之間的雙向代際支持狀況。在第三期中國婦女社會地位調(diào)查中，不僅對老人在家庭中是否受到虐待情況進行了調(diào)查，還分別對老人和子女之間的代際支持情況進行了調(diào)查，向下代際支持主要包括老人對子女提供的經(jīng)濟支持和協(xié)助子女照顧兒童等，向上代際支持主要包括子女對老人提供的經(jīng)濟支持以及生活照料等。這些調(diào)查內(nèi)容成為測量代際支持的家庭關系的重要表現(xiàn)，與已有研究指出的代際支持內(nèi)容也相對一致（王樹新、馬金，2004；孫薇薇，2010；王金水、許琪，2020）?；诒疚囊接懙难芯棵}，將老人對子女的向下代際支持界定為“親-子”代際支持，將子女對老人的向上代際支持界定為“子-親”代際支持。

在控制變量方面，根據(jù)已有研究的討論及調(diào)查問題的設定，分析的控制變量包括：老年人的個體特征變量（年齡、性別、子女數(shù)、教育程度、收入、醫(yī)保、養(yǎng)老金、婚姻狀況、身體健康程度、子女中女性占比）和居住情況（住房、居住地屬性、戶口屬性）。

（三）變量的描述性分析

從受訪老人的個體特征方面來看，受訪對象平均年齡超過70歲，受教育程度偏低，身體健康狀況較差，子女數(shù)都在2人以上。從統(tǒng)計分析結果可以看到，受訪老人回答受到過虐待行為的比例是較低的，這會受到虐待的實際發(fā)生情況及老人是否愿意報告受到虐待的意愿因素等影響。在總樣本3222人中，提及受到虐待的老人數(shù)量偏低，不探望（4%）、不提供經(jīng)濟支持（3%）和不照顧（3%）相對較多，謾罵（1%）和不允許出家門（1%）相對稀少，不提供住處和吃的差的情況極少（見圖1）。

圖1 老年人受到虐待的類型對比圖

盡管調(diào)查老人中報告受到虐待的情況很少，但數(shù)據(jù)中仍顯示虐待老人現(xiàn)象的發(fā)生比率呈現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)和地區(qū)差異。一方面是城鄉(xiāng)差異（見圖2），城市地區(qū)的虐待老人發(fā)生占比為4%，農(nóng)村地區(qū)的虐待老人發(fā)生比率是城市的兩倍以上（9%）。另一方面是地區(qū)差異（見表3），西部地區(qū)（10%）的虐待老人發(fā)生比率要明顯高于中部地區(qū)(7%)以及大城市地區(qū)(3%)，其中，西部地區(qū)總數(shù)875人中，89人報告受到了某種形式的虐待；中部地區(qū)972人中66位老年人報告受到了虐待，京津滬地區(qū)373人中，只有10人報告在過去的一年中受到了虐待（圖2和表1）。數(shù)據(jù)結果一定程度顯示，經(jīng)濟社會發(fā)展水平較低的地區(qū)，出現(xiàn)老人受到虐待的比率相對較高。

圖2 各地區(qū)老年人是否受到虐待的人數(shù)對比圖

表1 各地區(qū)老年人是否受虐待人數(shù)及比率

在雙向代際支持表現(xiàn)方面，從調(diào)查數(shù)據(jù)可以看到“親-子”代際支持和“子-親”代際支持具有如下特征。（1）“親-子”的向下代際支持中照看小孩比例較高。調(diào)查中老人幫助子代照看小孩的現(xiàn)象十分普遍，占到調(diào)查人數(shù)的70%。這與經(jīng)驗預期相對一致，與已有研究（黃國桂等，2016）的數(shù)據(jù)結果也較為一致。一方面，中國從20世紀90年代末開始，農(nóng)民大規(guī)模從農(nóng)村地區(qū)向城市發(fā)達地區(qū)遷移，造成農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)大量的留守兒童，在這樣的社會大背景之下，留在農(nóng)村的老年人大多會承擔起小孩的照看甚至教育責任（Zhu，2018）；另一方面，即便在城市的新生代家庭中，年輕父母迫于現(xiàn)實壓力忙于工作缺乏對兒童完全的撫育能力和精力，從而出現(xiàn)由祖輩承擔撫育職責的“中國式隔代撫育”現(xiàn)象（徐友龍等，2019）。（2）“親-子”的向下代際支持中提供經(jīng)濟支持的比例相對不高。調(diào)查數(shù)據(jù)中老人為子女提供經(jīng)濟支持的比例不到一半，只有42%。盡管如此，相對于我國老年人普遍屬于中低收入群體的現(xiàn)實背景下，依然有如此比例的子女家庭接受了來自老人的經(jīng)濟支持，此類向下代際支持仍不容忽視。（3）“子-親”的向上代際支持中經(jīng)濟支持相對較多，調(diào)查數(shù)據(jù)中子女向老人提供經(jīng)濟支持的比例為73%。（4）“子-親”的向上代際支持中提供生活照料的比例也較高，在調(diào)查數(shù)據(jù)中子女為老人提供生活照料的情況最為普遍，比例達到了79%。向上代際支持的數(shù)據(jù)結果與預期也相符合，在我國傳統(tǒng)孝文化的規(guī)范影響下，子代更多為老人提供了各方面的代際支持。為判斷上述代際支持是否影響虐待老人發(fā)生的情況，對數(shù)據(jù)做了卡方檢驗，可以看出，雙向代際支持與老人是否受到虐待以及受到虐待的種類有明顯的相關性，這為后續(xù)的回歸模型分析提供了前提。

四、模型分析結果

（一）虐待模型分析

為了更清晰的驗證各自變量因素對虐待行為的影響，本文對老人是否受到虐待（受虐待=1，無虐待=0）進行了二項Logit回歸，回歸模型如下。

其中，Abuse指是否受到虐待（1=是，0=否），Downward指“親-子”向下代際支持的影響，而Upward指“子-親”向上代際支持的影響，x是控制變量，為影響老年人是否遭受虐待的個人以及家庭因素，是誤差項。

表2顯示了“虐待模型”的Logit回歸的系數(shù)結果及回歸后計算出的邊際效應。模型（1）顯示了老人個體特征因素等控制變量的影響結果，模型（2）在模型（1）基礎上加入了“親-子”向下代際支持變量，模型（3）則同時加入了“親-子”向下代際支持與“子-親”向上代際支持的變量。從模型分析結果可以看到，“親-子”代際支持與“子-親”代際支持分別對虐待老人行為產(chǎn)生的影響是不同的。

1.“親-子”向下代際支持的影響

模型結果顯示，老人是否遭受虐待與“親-子”向下代際支持的關系比較弱。在控制其他變量的情況下，只考慮“親-子”代際支持時，老人幫助子女照看孩子可降低老人受到虐待概率的2.26%，結果表明老人的向下代際支持一定程度能夠減少子女對自己的不良對待。然而，“親-子”向下經(jīng)濟支持沒有表現(xiàn)出顯著性影響，可以看出老人對子女有經(jīng)濟支持并不會直接影響到子女是否對自己有不良對待，或者說此類支持的影響比不上老人幫助子女照看孩子的代際支持。盡管如此，在模型（3）中，當引入了“子-親”向上代際支持變量后，“親-子”向下代際支持都喪失了影響的顯著性。

2.“子-親”向上代際支持的影響

表2的模型結果表明，“子-親”向上代際支持對老人是否受到虐待有強相關性并且表現(xiàn)出顯著的影響。即子代給予的支持越多，虐待老人的發(fā)生率越低，這與已有研究（孫鵑娟、冀云，2018）的結論是一致的，模型（3）的結果還顯示“子-親”代際支持可有效降低虐待行為發(fā)生概率的11.45%（“子-親”經(jīng)濟支持的效果6.26%和“子-親”生活照顧的效果5.19%的綜合）。值得關注的是，“子-親”代際支持變量的加入使得“親-子”代際支持變量的影響變得不顯著。由此結果可以理解，與“親-子”向下代際支持相比，“子-親”向上代際支持更是關聯(lián)是否發(fā)生虐待行為的直接因素，或者說，若老人在給子女照看小孩或經(jīng)濟支持等的向下代際支持能夠換來子女對老人的向上代際支持的話，就有可能降低受到虐待的發(fā)生率，關于此點下文還將做進一步的驗證。

3.控制變量的影響

從表2的模型結果來看，在控制變量的影響中，教育程度越高、持有醫(yī)保、兒女中女性占比越高、與子女同住可明顯降低老人受到虐待的發(fā)生可能性。居住在中西部農(nóng)村地區(qū)、子女眾多或喪偶的老人較容易受到虐待。此外，老人的性別、經(jīng)濟狀況（收入、養(yǎng)老金）、身體健康狀況等因素對是否受到虐待不會產(chǎn)生顯著影響，這與已有研究提及的經(jīng)濟狀況或身體狀況較差的老人更易受到虐待有所不同。但值得注意的是，子女越多的老人越容易受到虐待（虐待行為發(fā)生的概率提升約1%），而子女中女性占比越高又會降低虐待行為發(fā)生概率的約5%。

表2 虐待模型的Logit回歸結果和邊際效應

綜合模型整體的分析結果，可以得出，與老年人自身的個體因素相比，家庭因素更能夠影響到虐待老人行為的發(fā)生。如兒女中女性占比高、與子女同住等會降低虐待老人情況的發(fā)生，而子女眾多或喪偶的老人則更容易遭受虐待。也正基于此，對于家庭因素如何影響到虐待老人現(xiàn)象的發(fā)生，家庭成員之間的代際支持給予了更有力的解釋。在控制了所有變量的情況下，雙向代際支持都對降低老人是否受到虐待的可能性提供了證據(jù)。其中“子-親”向上代際支持狀況（子女對老人的經(jīng)濟支持、生活照料等）會顯著降低家庭中老人遭受虐待的可能性，“親-子”向下代際支持狀況中，老人為子女照看小孩也會一定程度降低虐待行為的發(fā)生，推測更可能是老人通過“親-子”向下代際支持來換取“子-親”向上代際支持以改善在家庭關系中的地位狀況。

（接上表）

（二）虐待種類模型

為驗證雙向代際支持是否具有穩(wěn)健的影響效應，本文對老人受到虐待的種類（種類=虐待類型的疊加，無虐待 = 0）進行了OLS多元回歸分析，回歸模型如下。

其中，Type是受到虐待的種類疊加，Downward指“親-子”向下代際支持的影響，而Upward指“子-親”向上代際支持的影響，x是控制變量，為影響老年人是否遭受虐待的個人以及家庭因素，是誤差項。

表3展示了“虐待種類模型”的回歸分析結果。參照上述的虐待模型設計，虐待種類模型的（1）（2）和（3）分別是老人個體特征等控制變量的影響結果、納入“親-子”向下代際支持變量的影響結果，以及同時納入“親-子”與“子-親”的雙向代際支持變量的影響結果。

從表3的模型分析結果可以看出，雙向代際支持的影響效應與上述的虐待模型結果具有一致性表現(xiàn)。具體而言，“親-子”向下代際支持的老人給子女照顧小孩、老人對子女提供經(jīng)濟支持都可以微弱降低老人受到虐待的種類數(shù)。相較而言，老人給子女照顧小孩比對子女提供經(jīng)濟支持的效果稍大，即老人在家中幫助子女照顧小孩可降低約4%的虐待種類，老人給予子女經(jīng)濟支持則可降低約3%的虐待種類。在模型（3）的同時考慮雙向代際支持的模型中，“親-子”向下代際支持同樣也喪失了顯著性，“子-親”向上代際支持仍顯現(xiàn)出顯著的影響效應，能夠約降低24%的虐待種類（12%的“子-親”經(jīng)濟支持和12%的“子-親”生活照料）?！白?親”代際支持對虐待種類的影響基本和是否虐待老人的影響保持一致，都會降低老人受到虐待的可能性，只是從回歸結果來看，“子-親”代際支持對虐待種類的效應不如其對虐待老人的效用強。

表3 虐待種類模型的回歸結果

控制變量的影響效應同樣與上述的虐待模型結果具有較為一致的表現(xiàn)。各個變量對老年人虐待種類的影響如下，居住地西部地區(qū)更容易增加虐待老人的種類；與此相對，受教育程度高、持有醫(yī)保、兒女中女性占比高、與子女同住會顯著降低受到虐待的種類；老人的性別、經(jīng)濟狀況（收入、養(yǎng)老金）及身體健康狀況等因素對同樣對虐待種類不會產(chǎn)生顯著影響。還有一點需要注意的是，年齡對老人受到虐待的種類在不同模型中均顯示負向影響關系，由此可以看出并非老人年齡越大越遭受虐待的種類越多，這個結果與虐待模型的結果同樣表現(xiàn)出了一致性。

（三）雙向代際支持的關系影響檢驗

根據(jù)上述的模型結果，為驗證提及的雙向代際支持是否存在轉化以降低虐待行為發(fā)生的概率，本研究還做了以下的相關檢驗。數(shù)據(jù)顯示，多數(shù)家庭同時存在“親-子”向下代際支持和“子-親”向上代際支持（雙向代際支持都存在的老人平均年齡約72歲），這為研究“親-子”和“子-親”雙向代際支持的關系影響創(chuàng)造了條件。由此進一步做的檢驗是，在同時存在雙向代際支持的家庭中，由于“親-子”向下代際支持可能被用來換回“子-親”向上代際支持，因而“親-子”向下代際支持對虐待老人行為的發(fā)生并無顯著效用，而“子-親”代際支持依然會存在顯著效用。以代際支持在家庭中的分布為基礎（如表4所示），通過家庭關系類型對比，家庭類型（1）和家庭類型（2），以及家庭類型（2）和家庭類型（3）中，驗證“親-子”向下代際支持和“子-親”向上代際支持的不同影響，分析雙向代際支持在虐待老人問題上的相互關系。

表4 雙向代際支持和家庭類型

表5展示了雙向代際支持對虐待老人是否發(fā)生的檢驗結果。模型（1）是在存在“子-親”向上代際支持的家庭中，驗證“親-子”向下代際支持對虐待老人的影響效應；相對應的，模型（2）是在存在“親-子”向下代際支持的家庭中，驗證“子-親”向上代際支持對虐待老人的影響效應。從表5的分析結果來看，

模型（1）中，老人幫助子女照看小孩的效用是約為-1%，老人給子女提供經(jīng)濟支持的效用約為-0.8%，數(shù)值都比較微小并且沒有統(tǒng)計學意義。表明對于存在“子-親”向上代際支持的家庭中，老人為子女提供代際支持并不能影響到虐待行為是否發(fā)生的可能性。從模型（2）中的邊際效應計算結果可以看出，“子-親”向上代際支持中的子女給老人提供經(jīng)濟支持和生活照料均對虐待老人行為發(fā)生具有顯著的降低效果，分別是-4.4%和-4.8%。

表5的模型（3）（4）和（5）都是基于全樣本的回歸結果，并考慮雙向代際支持的交互項效應，交互項是同時存在“親-子”和“子-親”的雙向代際支持（“親-子”照看小孩、“親-子”經(jīng)濟支持、“子-親”經(jīng)濟支持、“子-親”生活照料即表4中家庭類型（2））。其中模型（3）主要驗證“親-子”向下代際支持和交互項的結果，模型（4）主要驗證“子-親”向上代際支持和交互項的結果，模型（5）主要驗證雙向代際支持和交互項的結果。從表5的全樣本結果可以看出，在未控制“子-親”向上代際支持的情況下（模型3），交互項可顯著降低老人受到虐待的可能性（降低6.18%）；在控制“子-親”向上代際支持和交互項的情況下（模型4），交互項不再顯著，“子-親”向上代際支持對降低老人虐待有顯著效應，表現(xiàn)為子女對老人的經(jīng)濟支持能夠降低虐待概率6.16%，子女對老人的生活照顧能夠降低虐待概率5.14%；在同時控制了雙向代際支持和交互項的模型（5）中，“親-子”向下代際支持和交互項均失去影響效應，而“子-親”向上代際支持對降低老人虐待依然保持顯著效應，且比模型（4）的影響效應略有增加。因此，可以看出，在存在“親-子”向下代際支持的家庭中，若子女能夠以“子-親”代際支持回饋老人的“親-子”代際支持，就很有可能達到降低虐待行為發(fā)生的概率，從而達到親子關系良性構建的狀態(tài)。

表5 雙向代際支持對虐待老人的檢驗結果

（四）稀有事件偏差的穩(wěn)健性分析

由于調(diào)查數(shù)據(jù)中老年人受虐待情況的發(fā)生率較低，考慮到直接采用logit模型可能會受到“稀有事件偏差”的影響，因此，根據(jù)已有研究提出的修正方法（Tomz et al.，2003），本文也通過“稀有事件偏差”的Relogit模型檢驗虐待模型的穩(wěn)健型結果。從“稀有事件偏差”檢驗的結果可以看出，結論上和前述logit模型的結論一致。模型驗證了當只考慮“親-子”向下代際支持時，老人幫助子女照看小孩可以顯著降低老年人受虐待的概率，當同時考慮“親-子”和“子-親”代際支持時，向上代際支持狀況（子女對老人的經(jīng)濟支持、生活照料等）會顯著降低家庭中老人遭受虐待的可能性。綜合前述分析可以得出，盡管虐待老人的行為發(fā)生具有“稀有事件”的特征，但代際支持的影響效應具有一定的穩(wěn)健性作用，即從家庭代際支持角度探討虐待老人行為具有實證研究價值。

五、結論和討論

從家庭關系角度探討中國社會的虐待老人問題是非常必要的，這在以往的研究中往往處于薄弱位置。本文基于全國婦聯(lián)和國家統(tǒng)計局共同實施的第三期中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)分析，從代際支持角度出發(fā)，將家庭代際支持的雙向維度進行區(qū)分，重點驗證了老人對子代的“親-子”向下代際支持與子代對老人的“子-親”向上代際支持對虐待老人行為發(fā)生的影響結果。研究結果顯示，我國依然有著非常普遍的傳統(tǒng)家庭價值觀，包括子女向老人提供經(jīng)濟支持與生活照料等方面的向上代際支持都達到了70%以上，同時約70%的老人會幫助子女照看孩子，近半數(shù)的老人也會給子女提供經(jīng)濟支持。在此家庭聯(lián)結較強的狀態(tài)下，老人遭受虐待的發(fā)生率是較低的。在考慮到拋開“家丑不可外揚”的社會文化制約前提下，在探討老人個體特征因素、地區(qū)因素及家庭成員因素對虐待老人發(fā)生影響的基礎上，重點驗證了家庭關系中的雙向代際支持狀況對虐待老人的影響。研究發(fā)現(xiàn)，“子-親”向上代際支持狀況會顯著降低家庭中老人遭受虐待的發(fā)生可能，“親-子”向下代際支持對老人遭受虐待則無直接的顯著影響，更可能是通過同時換取“子-親”向上代際支持來降低家庭養(yǎng)老的不利狀況，研究一定程度揭示了家庭代際關系與虐待老人之間的緊密關聯(lián)機制。

需要關注的是，若依據(jù)“權力（資源）-依賴”理論的解釋，即具有依賴性的一方會受到資源控制者的限制，從而成為權力不平衡關系中的被動者（Emerson，1962），那么這一邏輯解釋放在中國社會的家庭關系中是需要深入討論的。正如本研究的實證結果，“子-親”向上代際支持體現(xiàn)的是老人對子女的依賴，但這種依賴的強化不但沒有使老人成為家庭關系中的權力被動者，反而能夠顯著降低這一狀態(tài)，因此，本文提出的向上代際支持可能導致虐待行為發(fā)生的研究假設是不可證的，而是得以反證的結果。此外，“親-子”向下代際支持既可能體現(xiàn)的是子女對老人的依賴，也可能體現(xiàn)的是老人對子代回報的期待或責任倫理，但向下支持狀況也并不能顯著影響到老人遭受虐待的弱化。雖然提出的向下代際支持研究假設并未直接得以證明，但考慮到中國家庭養(yǎng)老價值觀的代際支持雙向性特征，研究結果或許更符合學者提出的代際團結理論解釋（Bengtson，1991；Lee，1994）。老人為子女提供的照看孩子、經(jīng)濟支持等“親-子”向下代際支持，更是通過換回子女對老人提供的經(jīng)濟支持、生活照料等“子-親”向上代際支持的回報，在家庭責任倫理的規(guī)范下形成家庭代際關系團結的良性狀態(tài)，從而弱化了老人可能受到不良對待的消極結果。

研究結論一定程度驗證了我國家庭養(yǎng)老的孝文化依然具有延續(xù)性特征，但也從側面反映出傳統(tǒng)養(yǎng)老價值觀的變動性特征。從實證結果可以看到，與老人個體主體特征（健康狀況、經(jīng)濟條件等）相比，家庭因素更顯著影響到老人是否受到虐待情況的發(fā)生，而且子女眾多并不一定有助于家庭養(yǎng)老，只是當子女中女性占比高且與老人同住將會降低虐待老人情況的發(fā)生，一定程度有助于老人的家庭養(yǎng)老。可以理解為在我國依然是女性多數(shù)承擔養(yǎng)老責任的習俗，使得老年人更可能從女兒方獲得各種代際支持，尤其是當孝文化易發(fā)生失范的轉型時期，孝從價值性轉向工具性，“養(yǎng)兒防老”更可能轉向“靠女養(yǎng)老”（李升、方卓，2018）。研究結果顯示出，經(jīng)濟社會發(fā)展水平相對較低的中西部或農(nóng)村地區(qū)更容易產(chǎn)生虐待老人現(xiàn)象，之所以這種情況很值得警惕，是因為這些地區(qū)本應是受現(xiàn)代化沖擊少、保持更多的傳統(tǒng)社會文化，更會保持代際親密關系而遵循尊老愛老的行為規(guī)范，然而現(xiàn)實似乎并非如此。這里就需要關注由人口流動及社會變遷等因素對家庭結構與關系構建的影響，如已有研究就指出代際親密關系構建團結的機制會轉向一種“下行式家庭主義”（即家庭意義的重心向下轉移），且此類新型的代際親密關系似乎在城市家庭中更為普遍（閻云翔，2017），即代際親密關系轉變促使的代際團結在經(jīng)濟社會發(fā)展更好的城市家庭中或許更能穩(wěn)定的維系。

還需要討論的就是在家庭內(nèi)老人遭受虐待后是否報告的問題及相關對策。我國文化中的“家丑不外揚”“家和萬事興”等強調(diào)呈現(xiàn)家庭和睦狀態(tài)的重要性，為了維護家庭和睦的價值，或是維護家族的面子，或是避免子女受到懲罰等，都有可能會導致老人對外虛報或不報子女的不端不良行為。因此，本文研究結果中呈現(xiàn)的虐待比例數(shù)據(jù)未必能夠代表現(xiàn)實社會。盡管如此，若假設全國范圍內(nèi)的老人家庭都會受此影響的話，本文驗證代際關系與虐待行為之間的關聯(lián)便會具有重要的意義。當然，地方社會的養(yǎng)老價值觀也會對老人是否報告受到虐待產(chǎn)生影響，如一項關于香港居民的研究表明，那些具有更強傳統(tǒng)信仰（即傳統(tǒng)主義）的老人更傾向于報告虐待行為（Yan et al.，2001），這也可解釋為何在農(nóng)村等經(jīng)濟社會發(fā)展水平相對較低的地區(qū)，老人報告受到虐待的比例相對較多，理由可能是這些地區(qū)老人的傳統(tǒng)主義傾向更加明顯。無論老人報告與否，對于虐待老人問題仍需要持續(xù)重視。既需要持續(xù)完善對老年人保護的制度保障，這方面我國持續(xù)修正《中華人民共和國老年人權益保障法》就體現(xiàn)了這一點；更需要持續(xù)推進維系和睦家庭關系的規(guī)范保障，重視尊老愛老等的家風建設仍然重要；再就是需要建立社區(qū)、社會組織、社會工作者等社會支持與家庭干預介入等多元化體系保障，通過多渠道多方式保障的體制機制構建，避免老人受到虐待行為的發(fā)生并及時有效解決虐待老人的問題。

本研究仍具有一定的局限性。由于在面對面的調(diào)查訪問過程中，老人是否做出了真實回答很難研判，因而在深入探究虐待問題的研究上，不能完全拋開老人回答或許存在顧慮等的因素。另外調(diào)查數(shù)據(jù)中對于雙向代際支持的測量缺乏程度上細分，難以進行更為細致的量化實證。盡管如此，此次調(diào)查也是第一次全面大范圍地揭示了我國老年人遭受到虐待的整體情況，且調(diào)查研究對虐待老人行為的是否發(fā)生與虐待種類同時進行了考慮。再加之由于使用的是橫截面時點數(shù)據(jù)，因此難以就代際支持和虐待老人的持續(xù)影響進行深度的因果研究。此外，限于調(diào)查數(shù)據(jù)中一些虐待種類的數(shù)量分布很少，未做進一步的不同虐待類型的影響因素的比較分析。這些涉及的不足也將是今后需要進一步深入探索的研究方向。