摘要：儿童虐待问题既是近年来社会关注的热点，也是困扰国家发展的难题。研究利用中国六省份的实证数据来讨论其治理方略。研究发现了三个基本结论：（1）被调查儿童遭受到的虐待风险普遍但不严重，部分偏远贫困地区的儿童虐待风险需要重点监控；（2）儿童虐待行为主要受到儿童表现、婚姻情感和亲子关系的深刻影响，以问题儿童为借口、以不良情感关系为实质的虐童行为在中国广泛存在；（3）受虐待儿童的心理创伤普遍且持久，现行心理干预制度的有效性亟须提升。研究建议，我国儿童虐待的干预不能仅仅依赖于惩罚性政策，更需要引导家庭保持持久的“温度”。
关键词：儿童虐待；虐待比例；虐待预防；虐待创伤；国家治理
一、引 言
儿童虐待是指对儿童有义务抚养、监管及有操纵权的人做出的对未成年人健康、生存、生长发育及尊严造成实际影响或潜在危害的行为，躯体虐待（Physical Abuse）、性虐待（Sexual Abuse）、情感虐待（Emotional Abuse）及忽视（Neglect）通常是其表现形式。尽管基于“儿童利益最大化”原则之上的国家干预已经成为各国的普遍共识，然而在实践中这一问题仍然难以解决。基于各国实证数据的回归分析显示，全球范围内躯体虐待、情感虐待和忽视的比例分别达到了22.6%、36.3%和18.4%，性虐待比例也高达 12.7%［1］，显示儿童虐待对全世界儿童的健康成长造成了广泛挑战。由此造成的经济损失也是非常惊人的，按照Daly法进行估测，2012年日本儿童虐待所造成的年度损失已经达到了160亿美元［2］，而美国2015年的数据甚至达到了 4280 亿美元［3］。
与国外相比较，我国儿童虐待的严峻程度并不乐观。中国民间社会自古以来就有“棍棒底下出孝子”的育儿传统，并在口耳相传中将子女视为家庭天然的附属品，因此近年来在中国家庭内部出现了诸多令人扼腕叹息的儿童虐待案件，以温州“狼爸”虐童致死事件、南京饿死女童事件及深圳夫妻轮流殴打儿童事件最为典型。同样值得警惕的是，流动人口的增长也使得家外虐待问题更为突出，以上海携程亲子园事件、北京“红黄蓝”幼儿园事件及北京中关村二小霸凌事件为代表的恶性案件近年来也不断见诸报端。统计数据显示，2010年我国因儿童虐待而造成的经济损失约为1031亿美元，这与美国2007年1240亿美元的年度损失已经非常接近。［4］这些严重儿童虐待案件在引起社会广泛焦虑的同时，也为学术界抛出了如何予以政策干预的难题。
想要破解这一难题，必须在现有学术研究的基础上厘清三方面疑问：（1）中国儿童虐待的比例究竟有多高？哪类虐待类型风险最高？哪些地区的儿童虐待更为严重？由于现有研究多以发达城市的“点状”调查为主，缺乏多省市的截面数据，因而中国儿童虐待比例及其分布规律尚不宜准确评估。（2）中国儿童虐待应当如何预防？儿童虐待行为的成因是什么？不同类型虐待行为的成因是否类似？目前，世界范围内有关儿童虐待的成因已经形成了多种理论解释，但国内学术界基于此问题的实证研究尤其是可以检验多重理论体系的讨论，仍然非常匮乏，这就使得中国儿童虐待的预防失去了着力点。（3）虐待会对儿童造成怎样的心理创伤？什么样的虐待行为创伤最大？现有的校园心理干预制度是否具有提升空间？目前，儿童虐待的创伤研究虽然普遍发现了其负面作用，但是对不同类型、不同强度的虐待创伤仍然缺乏比较，对于既有心理干预制度的有效性也缺乏讨论，因而有必要围绕虐待创伤度及其干预手段展开针对性的分析。研究将围绕上述议题，通过基于六省份5816名儿童的实证调查来回答如上三方面问题。
二、文献回顾
（一）虐待比例及其测量
儿童虐待比例是该研究面临的首要难题。纵观全球数据，经济因素和文化因素是决定一个地区儿童虐待率高低的核心要素。其中，德国［5］、瑞典［6］、挪威［7］、美国［8］、英国［9］和加拿大［10］等欧美发达国家的儿童虐待率普遍偏低，其躯体虐待、情感虐待和忽视的比例分别仅为5.3%～26.1%、6.5%～17.3%和2.8%～34.3%，性虐待比例往往在12.5%以内。 韩国［11］、中国香港［12］和中国台湾［13］等笃信儒教主义的东亚发达经济体在儿童躯体虐待、情感虐待和忽视率上有显著提升，分别增长至 15.5%～42.2%、36.3%～52.7%和 16.0%～36.0%，但其性虐待率仍然普遍低于6%。［14］而在沙特阿拉伯，躯体虐待、情感虐待和忽视分别达到了57.5%、74.9%和50.2%，而性虐待也上升至14.0%。［15］发展中国家的儿童虐待率虽然同比发达经济体普遍提升，但其内在的文化性影响仍然存在。调查显示，马来西亚［16］和越南［17］等东南亚国家的儿童虐待率同比其人均GDP明显偏低，分别仅为19.7%～48.9%，土耳其［18］及伊朗［19］等中东国家的儿童虐待率则同比其人均GDP水平偏高，大致为35.0%～60.1%，而印度［20］、尼泊尔［21］等南亚国家的虐待率则与其经济发展水平持平，达到了49.8%～83.0%。对于中国而言，多数基于大中城市的研究表明躯体虐待、情感虐待和忽视的比例分别为42.7%～58.4%、66.3%～78.3%和 49.8%～53.9%［22－24］，该比例似乎与中国的经济发展态势和东亚的儒教文化相匹配。
通过上述总结以及前面对需求的描述可得到结构图与流程图如下(图1)。根据此业务流程图进行对系统各个模块的设计与开发。
（2）分别以Y为因变量，A，B两组分别建立两个Logistic回归模型（modelA，modelB）。将所有患者的协变量信息分别带入这两个模型中，每个患者均获得两个治愈概率：PiA,PiB（i=1,2,3,…,2n），共2n对。令Zi=PiAPiB，求，计算的95%CI。若Zi值大于0，且大于-Z的95%CI上限或Zi值小于0，且小于-Z的95%CI下限，则发生错误。发生错误的次数除以2n即为一次模拟得到的错误率。
虐待成因是虐待预防的关键，也是学术界讨论的另一个重点。自21世纪以来，儿童表现、父母资本、养育压力、夫妻感情、亲子关系被广泛认为与儿童虐待有关。调查表明，儿童表现不如家庭预期将会增加虐待率，不但具有攻击行为的儿童会遭受更多的殴打［25］，残疾儿童尤其是精神障碍类儿童也更容易成为虐待受害者。［26］对于中国而言，不良的学业表现［27］及学校表现［28］往往也会诱发虐待。父母资本因素同样重要，一方面良好教育带来的进步的育儿理念使得家长的虐童行为更为有限［29］，另一方面家庭经济状况的改善尤其是拥有永久住房也会降低儿童虐待动机［30］。养育压力是虐待实施的另一重诱因，调查除了发现生育数量过多家庭的虐待率更高以外［31］，同样发现生育较早者的虐待率偏高［32］。在婚姻关系方面，不良的婚姻满意度容易滋生虐待［33］，虐待儿童或是被作为发泄婚姻不满的形式［34］，或是成为亲密伴侣间暴力伤害的延续［35］，或是作为婚姻中一方威胁另一方的手段［36］。基于亲子关系的研究则表明，脆弱的亲子感情及有限的亲子交流会增加儿童虐待的风险［37］，家庭性别角色的失衡往往也会导致儿童虐待更为突出［38］。
在上述研究的基础上，本研究所检验的第一组假设设定为：
H1a：被调查儿童遭受虐待的比例高于发达国家但与发展中国家类似；
H1b：中国各地会囿于经济和文化因素而产生儿童虐待率的显著差异。
（二）虐待成因及其预防
2013年，由同济大学图书馆牵头，上海高校图书馆成立了非正式的馆际合作组织“上海高校展览资源共建共享联盟”，目前成员馆包括复旦大学图书馆、上海交通大学图书馆、同济大学图书馆（含博物馆）、华东师范大学图书馆、上海外国语大学图书馆等10所机构。该联盟在高校图书馆文化展览中深入合作，及时分享展览信息，互换展览资源，抱团对外谈判，共同制作展览等，有效解决了各高校在独立开展文化展览活动方面所遇到的资源短缺、特色单一等不足，实现了资源共享最大化，丰富了校园文化艺术氛围，收到了良好成效。[3]
表2的分析结果证实了H1a假设。调查显示，被调查儿童曾经遭受躯体虐待（PA）、情感虐待（EA）和忽视（Ng）的比例分别为 58.4%、69.6%和50.6%，同比西方发达国家26.1%以内的数据明显增高，与发展中国家40%以上的虐待率较为接近。曾经遭受性伤害（SA）的比例约为6.1%，和西方国家5.6%～12.5%的比例大致类似，远低于越南、印度等发展中国家19.7%以上的比例，显示性伤害的报告率不高。同时，遭受四种严重虐待行为的比例为1.0%～14.3%，远低于非洲国家43.1%的平均值。综合以上结果，研究认为中国儿童遭受虐待的比例符合本国经济发展常态，并大致呈现出普遍但不严重的特征。
在上述研究的基础上，本研究所检验的第三组假设设定为：
H2b：不同类型儿童虐待行为的成因基本保持一致。
（三）虐待创伤及其修复
本研究的数据来自于2015年针对四川省美姑县、云南省西畴县、甘肃省陇西县、陕西省宁强县、湖北省公安县和河南省宝丰县的实证调研。其中，美姑县和西畴县为少数民族贫困县，陇西县和宁强县为汉族贫困县，公安县和宝丰县为汉族普通县。调查以系统抽样和整群抽样相结合的方式开展，由于组间分化小、组内分化大，因而这种抽样方式能够在降低抽样成本的同时最大程度降低抽样误差。研究利用经过培训的调查员开展问卷收集，采取匿名问卷配合集中填答的方式开展具体调查。为了确保调查质量，研究先在河南郑州进行试调查，利用李克特分辨力指数调整相关题型及选项的设计。
H2a：中国儿童虐待行为受到多重变量的共同影响；
H3a：虐待对于儿童的心理健康会造成普遍创伤；
H3b：各类虐待行为的心理创伤都能够得到有效修复。
三、数据与测量
（一）数据来源
虐待创伤及其修复是学术界讨论的第三个重要议题。利用自我报告的临床样本，学者们不但发现儿童虐待会增加营养不良、过度肥胖、发育迟缓、脑部功能障碍等疾病的发病率［39］，而且观察到虐待会引发孤独、焦虑、抑郁、神经衰弱等创伤后心理障碍［40］。值得注意的是，虐待所造成的心理创伤有时会外化为吸毒、酗酒、犯罪、物质依赖和自杀倾向等问题行为。［41］当然，儿童虐待所造成的创伤也存在差异，如Heim et al.发现躯体虐待更易导致攻击性行为，而性虐待、情感虐待更易导致自卑［42］，Wu et al.则指出情感虐待更易引发自我否定，而忽视更容易导致漠视他人［43］。另有研究发现不同虐待形式的创伤会产生叠加效应，多重虐待（Multiple Abuse）受害者不但同比单一虐待受害者容易表现出更严重的心理创伤症状［44］，而且其犯罪行为及自我伤害行为也会明显增多［45］。在对虐待创伤修复的讨论中，虽然学者们普遍发现情绪失调（Emotion Deregulation）是童年期虐待创伤得以累积的中介因素［46］，但是实践中并非所有的儿童虐待都能够实现有效干预，心理创伤的治愈不但可能会依循虐待类型而存在效果上的区分［47］，而且会深受儿童自我调试能力［48］及干预方法专业性［49］等方面的影响。
推进党务公开对于加强党的领导、改善党的领导具有重要的作用，也是实现全面从严治党目标的重要途径，对新时代推进全面从严治党向纵深发展具有极其重要的意义。
调查实际发放问卷6200份，本次分析的有效问卷为5816份，有效问卷率约为93.8%。从样本情况来看，六个省份的调查人数分别占据总样本的14.8%～19.0%，地区分布较为平均；年龄方面，被调查者的年龄分布为8～17岁，平均年龄为13.4岁，其中初中阶段的比例达到了50.6%；民族方面，由于本次调查涵盖了美姑县和西畴县两个民族地区，因此汉族儿童和少数民族儿童的比例大致为四比一；居住位置方面，位于镇的比例大致为66.2%，位于乡的比例约为33.8%。
（二）变量设计
虐待比例的测量：本研究参考国外研究的设计思路，以“请回答你过去六个月内是否遭遇过下列行为？”作为题干，以“体罚”“殴打”“辱骂”“侮辱”“缺乏尊重”“冷暴力”“照顾不周”“情感忽视”和“物资匮乏”指标作为题目支，以“总是”“经常”“有时”“偶尔”“从不”作为概念属性来测量虐待比例。在因子分析过程中，9类指标的KMO系数为 0.87，Bartlett显著性结果为 0.00，Cronbach’s Alpha系数也达到了0.81。在数据计算过程中，研究参考既有文献将虐待划分为“遭受虐待”和“严重虐待”两种类型，其中“偶尔”以上频度计算为前者，“经常”以上频度计算为后者，则不同类型群体在虐待率上的差异可以表述为两者比例之差。
为了掌握和控制工程建设过程中水土流失动态变化情况，全面了解各项措施实施与防治效果，最大限度地减少新增水土流失量，在设计中设置了必要的水土流失监测措施。监测对象主要是弃土、弃渣场等。根据监测的原则、方法、时段、频次等，同时考虑到本工程的特点，一般情况下，施工期对地表植被破坏面积、弃土弃渣量、水土流失类型、水土流失量、水土流失分布和水土流失危害等每月观测二次，施工期弃土弃渣量、水土流失量、水土保持措施建设情况等每10天观测记录一次，当次降雨量超过50 mm时雨后加测；对植被破坏情况、水土保持植物生长情况在开工当年10月和施工结束年的9月各进行一次调查监测。
虐待成因的测量：虐待成因的测量以线性回归方式进行。其中，每个单项题目的得分区间为0～4，在此基础上虐待得分及其子类型的得分均被平均化为0～4。自变量参考主流研究划分为儿童表现、父母资本、养育压力、婚姻情感、亲子关系和控制变量等六个变量。从具体设计来看，儿童表现变量（χ1）着重考察学习成绩和身体状况，学习成绩或身体状况不佳的儿童被假设更有可能遭受虐待；父母资本变量（χ2）着重考察教育水平和经济条件，教育水平越佳且经济条件越好的家庭被假设虐待率更低；养育压力变量（χ3）考察的要点在于父母的生育年龄和生育数量，早育者及多育者被假设与高虐待风险有关；婚姻情感变量（χ4）力图诠释夫妻矛盾、夫妻离异对儿童虐待的影响，婚姻情感越脆弱则被假设虐待率更高；亲子关系变量（χ5）注重观察亲子间的代际关系和性别关系，代际关系融洽及且重男轻女意识薄弱的家庭虐待风险更低；而控制变量（χ6）则主要讨论地区、民族、年龄、位置等人口学因素的影响度。其具体的指标设计如表1所示。
表1 虐待成因测量中的自变量
指标 子指标 编码儿童表现 学习成绩 0=成绩很好，1=成绩较好，2=一般，3=成绩不大好，4=成绩吃力；身体状况 0=健康，1=体弱多病，2=有残障；父母资本 经济条件 0=非常好，1=比较好，2=一般，3=比较差，4=非常差；教育水平 0=未入学，1=小学，2=初中，3=高中及中专，4=大专，5=本科及以上养育压力 生育年龄 连续变量，父母的平均生育年龄；生育数量 0=一个子女，1=两个子女，2=三个子女，3=四个以上子女；婚姻情感 夫妻矛盾 0=不严重，1=不大严重，2=一般，3=比较严重，4=非常严重；夫妻离异 0=没有离婚，1=离婚；亲子关系 代际关系 0=非常亲密，1=较为亲密，2=一般，3=不太亲密，4=非常不亲密；性别平等 0=男女平等，1=不大重男轻女，2=一般，3=较为重男轻女，4=重男轻女；控制变量地区 按照人均G D P从高到低排列，0=宝丰，1=公安，2=宁强，3=陇西，4=西畴，5=美姑；民族 D u m m y，0=汉族，1=少数民族；年龄 连续变量，以实际的周岁为标准；位置 D u m m y，0=中心乡镇，1=边缘乡镇；
虐待创伤的测量：虐待创伤的测量往往依托创伤后压力障碍症量表 （PTSD）、大五人格量表（NEO）、田纳西自我概念量表（TSCS）、青少年自评量表（YSR）和儿童抑郁量表（CDI）来完成。本研究在设计上参考大五人格量表来设置题目，以开放性（Openness）、尽 责性 （Conscientiousness）、外向性（Extraversion）、友好性（Agreeableness）和情绪稳定性（Neuroticism）等五个维度作为基础来开展测量。在变量属性上，每个题目的测量选项均为 “非常赞同”“比较赞同”“中立”“不大赞同”和“非常不赞同”的五分类李克特选项设计。实际测量中，不同项目的稳定性较高，其Cronbach’s Alpha值约为0.63。
心理创伤修复的讨论主要以线性回归方式来开展。在因变量的处理中，每个单项题目的得分区间为0～4，在此基础上心理健康得分及其五类子类型的得分均被平均化为0～4。自变量在测量中划分为三个维度：一是个体调试变量，用以观察儿童自我调适能力对虐待创伤的影响，性格内向、交往圈小及同学关系差分别被赋值为0，反之则为1。二是制度干预变量，该变量主要检验制度干预是否能够有效修复虐待创伤，心里知识薄弱、心理教育不佳和心理辅导匮乏的儿童被赋值为0，反之则为1。三是控制变量，该变量与虐待影响因素的测量类似。
四、实证分析
（一）虐待比例及其测量
在上述研究的基础上，本研究所检验的第二组假设设定为：
表2 被调查者的虐待率（%）
注：算法与国际算法相同，有一项子类型虐待行为即计入虐待比例的计算。
指标 躯体虐待 性虐待 情感虐待 忽视遭受虐待 5 8.4 6.1 6 9.6 5 0.6严重虐待 6.4 1.0 1 4.3 9.3
在虐待行为的统计中 （如表3），多重虐待（MA）占全部虐待行为的78.3%，该比例远超发达国家30%～45%的标准，但严重虐待行为中的多重虐待率下降至39.4%，符合国际标准。具体观察虐待形式，被调查儿童的多重虐待行为以“躯体-情感-忽视”虐待（PA&EA&Ng）、“躯体-情感”虐待（PA&EA）和“情感-忽视”虐待（EA&Ng）的组合最为常见，这一格局也与西方国家类似。
基于不同地区的测算证实了H1b假设 （如表4）。研究发现，普通汉族地区儿童遭受躯体虐待、情感虐待及忽视的比例同比贫困民族地区分别下降了31.7%、26.3%和37.6%，性虐待的比例则仅为后者的24.6%；在严重虐待率方面，贫困民族地区的儿童虐待率也分别约为普通汉族地区的2.3～7.7倍。同时，三类地区的多重虐待率依次为90.1%、79.9%和73.6%，三种以上虐待形式的比例分别为51.6%、30.4%和26.4%，严重多重虐待率分别为16.6%、5.6%和4.1%，显示三个地区在各类虐待形式上均出现了显著的区域差异。
几天以后，牛皮糖再次出现在肉仔面前。一见面就扑上去连咬带抓，顺带伸手朝裤裆里去，大概想要断人家的根。这还了得！肉仔愤然还击。肉仔拳头不是吃素的，对付这么个竹竿，当然是小炒农家肉，几个回合之后，牛皮糖鼻青脸肿地倒在了地上。待他顽强的从地上把自己的肉架子撑起以后，还有一口气。就用那口剩下的气，断断续续的说，今天……今天，就到此。我，我去治伤。你记着——
表3 多重虐待占据全部虐待行为的比例（%）
指标 多重虐待 虐待种类 虐待组合一种 两种 三种 四种 E A&N g P A&E A&N g P A&E A 其他遭遇虐待 7 8.3 2 1.8 3 4.4 3 8.6 5.3 1 3.4 4 4.8 1 8.1 2 3.7严重虐待 3 9.4 6 0.6 2 7.1 1 0.8 1.5 8.9 1 6.3 6.4 6 8.4
表4 中国不同区域的儿童虐待比例（%）
注：χ2（a）为遭受虐待的差异，χ2（b）为遭受严重虐待的差异；**为 p＜0.01，*为 p＜0.05。
类型 贫困民族地区（N=1 7 9 0） 贫困汉族地区（N=2 0 4 1） 普通汉族地区（N=1 9 8 5） 差异统计遭受 严重 遭受 严重 遭受 严重躯体虐待 7 3.1 1 0.9 5 4.0 5.8 4 9.9 3.0 χ 2（a）=2 3 3.7**，χ 2（b）=9 9.1**性虐待 1 2.2 2.3 4.2 0.6 3.0 0.3 χ 2（a）=1 5 6.9**，χ 2（b）=4 2.7**情感虐待 8 3.0 2 2.3 6 6.1 1 1.7 6 1.2 9.8 χ 2（a）=2 3 0.3**，χ 2（b）=8 4.0**忽视 6 4.7 1 5.6 4 8.4 7.3 4 0.4 5.4 χ 2（a）=2 2 8.7**，χ 2（b）=1 3 0.7**多重虐待 7 9.5 7.4 5 9.6 1.1 5 2.6 0.7 χ 2（a）=8 6.4**，χ 2（b）=7 3.2**
（二）虐待成因及其预防
“有点喜欢，但绝对不是我想结婚的那种，关键是她给我写了三年信，一个礼拜一封，快二百了都，有些信我都没拆，还没有哪个女孩对我这么下力呢！”
模型2到模型6的测量结果基本证实了H2b假设。研究发现，学习成绩和健康状况与各类虐待形式具有直接关联 （p＜0.05，β=0.04～0.15），显示儿童表现越好则其受到的虐待程度越低。 夫妻矛盾（p＜0.05）、亲子沟通（p＜0.01）和性别平等（p＜0.01）对于除性虐待以外的其他虐待均产生了直接影响，随着家庭成员感情的弱化，虐待行为也会逐步增多。这说明与模型1的结论相似，儿童表现和情感关系这两个核心要素对各种儿童虐待形式的影响是普遍的。当然，不同虐待行为的成因也具有三个明显差异，一是教育水平对4种虐待形式均产生了直接影响 （p＜0.05，β=0.03～0.07），但不能有效预测躯体虐待，这显示中国较高学历父母也具有惩罚教育的态度；二是来自于夫妻离异指标，该指标的p值仅在情感虐待和忽视领域具有0.01维度的显著性，反映出中国离异人士可能增加子女的精神伤害风险；三是性虐待与家庭成员情感关系指标的关联有限，其p值普遍高于0.1，反映出家庭成员对儿童施予虐待的比例较低。
表5 不同类型儿童虐待行为的成因
注：（1）值为 Standardized Coefficients（β）值；（2）**为 p＜0.01，*为 p＜0.05。
自变量 M o d e l 1（T o t a l）M o d e l 2（P A）M o d e l 3（S A）M o d e l 4（E A）M o d e l 5（N g）M o d e l 6（M A）学习成绩 0.1 4** 0.1 5** 0.0 4* 0.1 3** 0.0 7** 0.1 1**健康状况 0.1 1** 0.0 7** 0.0 6** 0.1 0** 0.1 1** 0.0 9**经济条件 0.0 3 -0.0 2 -0.0 3 0.0 4* 0.0 5** 0.0 2教育水平 -0.0 3 0.0 1 -0.0 4*-0.0 3*-0.0 4**-0.0 7**生育年龄 0.1 2 -0.0 1 0.0 5** 0.0 1 0.0 2 0.0 0生育数量 0.0 8 0.0 4* -0.0 2 -0.0 2 0.0 2 0.0 0夫妻矛盾 0.0 9** 0.0 4* -0.0 2 0.1 0** 0.0 9** 0.1 1**夫妻离异 0.0 4** 0.0 1 0.0 3 0.0 4* 0.0 4** 0.0 4**代际关系 0.0 8** 0.0 9** 0.0 0 0.0 6** 0.0 8** 0.0 9**性别平等 0.1 7** 0.1 1** 0.0 2 0.1 3** 0.2 0** 0.1 2**地区 0.1 8** 0.1 6** 0.0 5** 0.1 4** 0.1 4** 0.1 8**民族 0.0 2 0.0 0 0.0 0 0.0 4* 0.0 0 -0.0 5**年龄 -0.1 3**-0.1 5**-0.0 2 -0.1 2**-0.0 6**-0.0 7**位置 0.1 0** 0.1 2** 0.0 9 0.0 8** 0.0 5** 0.0 8**R s q u a r e 0.1 7 0.1 2 0.0 2 0.1 2 0.1 4 0.1 4 F s i g. 6 0.2 4**3 8.9 0**7.0 1** 4 0.6 9**4 5.1 4**4 5.7 1**
（三）虐待创伤及其修复
表6在验证H3a假设的同时发现，儿童遭受虐待后的心理健康得分会出现明显的恶化，其中情感虐待（β=-0.25）和忽视（β=-0.26）的下滑速度最快，性虐待的下滑速度最慢（β=-0.10），但四者的p值均低于0.01。在NEO五维度的测算中，各类虐待形式对性格的负面影响是比较全面的，其p值普遍在0.01维度以内，β值大致在-0.27到-0.10的范畴内，反映出虐待的创伤是广泛的。
表5的测量结果发现中国儿童虐待行为受到多重变量的共同影响。研究观察到，成绩不佳（p=0.00，β=0.14） 和体弱多病儿童 （p=0.00，β=0.11）遭遇到的虐待风险更高，说明儿童表现是否令家庭满意是儿童虐待行为的直接诱因。当然，情感关系才是深层影响要素，不良代际关系会使虐待比例和严重虐待比例分别提升12.5%和78.0%，重男轻女家庭的虐待率则分别增长了13.4%和282.9%。同样，婚姻关系对儿童虐待也具有一定的解释力，两者的p值在0.01维度显著，反映出夫妻感情不佳（β=0.09）和离异家庭（β=0.04）更容易虐待子女。而施虐者的资本变量与压力变量均与儿童虐待风险没有显著联系 （p＞0.05），说明施虐者本身并非儿童虐待的核心要素。这一研究结论在证实H2a假设的同时也反映出，以儿童表现不佳为借口、以情感关系不良为实质的虐待行为是中国的常态。
表6 虐待对儿童心理健康造成的创伤
注：（1）值为 Standardized Coefficients（β）值；（2）**为 p＜0.01，*为 p＜0.05。
类型 总体 外向性宜人性情绪稳定性 开放性 尽责性躯体虐待 -0.1 8**-0.1 6**-0.1 5**-0.1 8**-0.1 4**-0.1 8**性虐待 -0.1 0**-0.1 0**-0.1 1**-0.1 1**-0.1 2**-0.1 1**情感虐待 -0.2 5**-0.1 8**-0.1 8**-0.2 6**-0.1 5**-0.1 9**忽视 -0.2 6**-0.2 0**-0.2 1**-0.2 7**-0.1 6**-0.1 8**多重虐待 -0.2 5**-0.1 8**-0.1 5**-0.2 2**-0.1 1**-0.1 4**
表7进一步验证了H3a假设。整体上看，遭受单一虐待后儿童的心理健康得分会下降6.2%～10.6%，遭遇严重虐待行为后的下降幅度约为10.4%～21.7%，虐待越频繁则儿童的性格越不健全。多重虐待的心理创伤最为突出，遭遇严重虐待后性格得分会下降23.2%，其同比单一虐待形式具有更为剧烈的影响。研究还观察到，同等虐待对不同地区儿童也具有差异性的影响，在贫困民族地区这一比例低于14.8%，但在两类汉族地区其最高影响度分别为31.9%和35.3%。
“小弟,说话别带刺儿!”孙曼玲教诲弟弟,转脸又对徐进步说,“‘地包’是我们哈尔滨市的一个区,我家住那区。”
表7 不同地区儿童的虐待创伤
类型总体（N=5 8 1 6）贫困民族地区（N=1 7 9 0）贫困汉族地区（N=2 0 4 1）普通汉族地区（N=1 9 8 5）遭受 严重 遭受 严重 遭受 严重 遭受 严重躯体虐待 6.2 1 6.7 8.6 1 2.7 1 5.2 2 0.8 1 0.4 1 8.3性虐待 9.4 1 0.4 7.8 9.0 6.1 8.9 2.9 1 0.8情感虐待 7.3 2 2.1 9.6 1 4.0 1 5.0 2 5.1 1 2.6 1 9.2忽视 1 0.6 2 1.7 5.0 1 4.3 1 0.3 2 2.2 6.4 1 7.8多重虐待 9.4 2 3.2 5.9 1 4.8 9.8 3 1.9 9.5 3 5.3
表8证伪了H2b假设。研究发现，虐待程度（p＜0.01，β=-0.22）对心理健康具有显著的影响，创伤随虐待频率增长而提升。儿童的自我调试能力对创伤有抑制作用，性格外向 （p＜0.01，β=-0.14）、朋友数量多（p＜0.01，β=-0.13）、同学关系良好（p＜0.01，β=-0.08）的儿童能够利用自我心态和伙伴关系进行情绪调试，这大大降低了虐待后的心理创伤。心理知识的掌握程度 （p＜0.01，β=-0.10）及心理教育的开展情况（p＜0.01，β=-0.08）也具有一定作用，但心理辅导（p＞0.05，β=0.00）的作用可能被高估，这与校园心理辅导的专业性不足使得儿童难以融入成人话语体系有关。而在虐待类型的比较中，躯体、情感、忽视和多重虐待的影响因素较为一致，但性虐待除了与同学关系（p＞0.05，β=-0.13）具有关联外，其他因素作用有限，这体现出性虐待的私密性使其不易被正式干预制度所修复。
表8 不同虐待创伤的干预效果
注：（1）值为 Standardized Coefficients（β）值；（2）**为 p<0.01，*为 p<0.05。
类型 M o d e l 7（T o t a l）M o d e l 8（P A）M o d e l 9（S A）M o d e l 1 0（E A）M o d e l 1 1（N g）M o d e l 1 2（M A）虐待程度 -0.2 2**-0.1 2**-0.0 2 -0.1 8**-0.1 6**-0.1 6**性格心态 -0.1 4**-0.1 6**-0.0 9 -0.1 4**-0.1 7**-0.1 3**朋友数量 -0.1 3**-0.1 4**-0.1 0 -0.1 3**-0.1 4**-0.0 7**同学关系 -0.0 8**-0.0 8**-0.1 3*-0.0 8**-0.0 5**-0.0 5**心理知识 -0.1 0**-0.1 3**-0.0 8 -0.1 0**-0.1 0**-0.1 2**心理教育 -0.0 8**-0.0 8**-0.0 3 -0.0 7**-0.0 9**-0.0 7**心理辅导 0.0 0 0.0 1 0.0 9 0.0 1 0.0 0 0.0 2地区 0.0 4* 0.0 5* 0.1 3 0.0 3 0.0 4 0.0 6**民族 0.0 3 0.0 1 -0.0 8 0.0 3 0.0 3 0.0 0年龄 -0.2 2**-0.2 1**-0.2 8**-0.2 2**-0.2 2**-0.2 1**位置 0.0 5** 0.0 6** 0.0 2 0.0 5** 0.0 5** 0.0 6**R s q u a r e 0.1 9 0.1 6 0.1 1 0.1 7 0.1 7 0.1 7 F s i g. 9 3.4 2**5 3.5 2**3.7 6** 6 9.1 7**4 7.9 5** 5 9.4 5**
五、结论和讨论
儿童虐待问题是各国普遍面临的社会治理难题，对于中国这样的发展中国家尤其如此。实证调查结果得出三个基本结论：（1）从虐待比例来看，被调查儿童的虐待风险虽普遍但不严重，低频次的虐待行为在中国较为常见。同时，中国儿童虐待比例也依循经济发展水平和地方文化存在着区域差异，欠发达民族地区的儿童虐待问题值得高度重视。（2）从虐待成因来看，各类儿童虐待行为的形成较为相似，以问题儿童为借口、以情感不佳为实质的虐童行为在中国普遍存在，因而积极改善婚姻质量并提升亲子关系对于儿童虐待的预防颇为重要。（3）从虐待创伤来看，虐待会对儿童心理造成普遍的负面影响，虐待越频繁及虐待种类越多则心理创伤越严重。非正式的伙伴关系对于虐待创伤具有良好的调节作用，反而是校园心理辅导的价值需要谨慎评估。
本研究具有三点重要的政策启示：
5) 采用传统的梗预处理加工烟梗时，膨胀梗丝结构和填充值较低，梗丝的整丝率为79%，碎丝率2.2%，填充值6.8 cm3/g。
首先，对儿童虐待的现状应当保持清醒的国家认知。儿童虐待问题是全社会关注的顽疾，容易引起高度的社会同情，但作为嵌入性问题它本身就是中国特定历史阶段家庭问题的外溢，它既在价值上“等不起”也在实践上“急不了”，因而儿童虐待的治理不能操之过急。为此，未来的政策应当开展好四项工作：一是持续做好儿童虐待的法律宣传，尤其是应当针对中国家庭普遍存在的惩罚性教育进行舆论引导，以降低儿童虐待的普遍性；二是通过校园内家计调查识别出占总体人群比例10%左右的严重受虐者，加大对该类儿童的监管与保护，减少恶性虐童行为的发生；三是将政策资源优先引向贫困民族地区，注重改善其育儿理念与育儿技巧，并以偏远地区青春期儿童作为虐待防护的重点；四是积极引导社会舆论对儿童虐待的国家治理保持足够的耐心和定力，对于儿童虐待治理过程中突发的恶性案例要保持一定的理解与宽容。
其次，儿童虐待的预防需要着重改善家庭成员的情感关系。由于恶性虐童案件频出，中国各地普遍加强了对施虐者的惩治力度，但显然这种被动式的干预方式效果有限。本调研发现，儿童虐待主要来自于家庭情感关系，而未来如何为亲子关系不良及婚姻不稳定家庭提供针对性服务就变得异常重要。从未来虐待预防政策来看，应当做好四项工作：一是通过舆论宣传和社区服务等方式积极培育良好的亲子关系和和谐的夫妻关系，提高民众尤其是流动人口对于家庭关系的重视度；二是通过教师、儿童福利主任及社区民政专干重点加强对单亲家庭、留守家庭、有家庭暴力经历家庭等特定家庭的走访频次，积极排查儿童虐待的潜在风险；三是积极构建和谐的社区环境，培育社区志愿服务团队，拓展邻里对正确家庭关系的非正式引导；四是增强国家对家庭教育的资金投入力度，孵化家庭教育的专业社会组织，并在政府购买服务中提供一定比例的家庭情感疏导服务。
最后，儿童虐待的创伤修复需要增强有效性。目前，我国已经在基层初步建立起了包含虐待干预等在内的心理健康保护体系，在广大城乡地区均配备了专门的心理教师与社区社工，但是通过此次调研可以发现，其对虐待问题的干预效果可能被高估。从未来儿童虐待的干预来看，应当在如下方面探索相关经验：一是强化对校园心理健康教育的重视度，通过课堂、班会、讲座、培训和课外竞赛等形式开展多样态的心理教育活动，并适当引入专业力量来参与服务；二是提升未保中心、校园和社区心理干预机制的专业性，保障偏远地区心理教师及社会工作者的编制配备和职称晋升，并定期开展专项心理或社会工作干预技巧的培训；三是重视儿童虐待创伤的自我修复能力，增强对班级和社区儿童意见领袖的培育和引导，合理利用儿童之间的非正式伙伴关系来修复轻度虐待损伤；四是重点研究和规范性虐待创伤的干预技巧、规程和方案，做好报告、接案、转介、疏导等环节的管理和衔接工作，避免性虐待受害者由于情绪失调而走向极端。
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中图分类号：C913．5
文献标志码：A
文章编号：1001-862X（2019）05-0144-010
本刊网址·在线杂志：www．jhlt．net．cn
*基金项目：国家社科基金“我国独居留守儿童的福利态度、国家责任与多元治理机制研究”（17CSH060）
作者简介：万国威（1986—），河南濮阳人，南开大学周恩来政府管理学院副教授，硕士生导师，中国社会学会社会福利专委会副秘书长，主要研究方向：社会保障。
（责任编辑 焦德武）
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