一、问题的提出

20世纪70年代以来，发生在家庭成员之间的暴力行为及其导致的社会问题引起了学界的广泛关注，发生在家庭内的各种暴力行为被称为“家庭暴力”(domestic violence)，如针对老人、配偶、儿童乃至兄弟姐妹的暴力等(刘梦，2001)。在这些暴力行为中，夫妻间的暴力，尤其是丈夫针对妻子的暴力，即“婚姻暴力”¹(Straus，1992；刘梦，2001)备受关注，相关研究在家庭暴力研究中占了较大的比重。近年来，国内有关婚姻暴力的实证研究也层出不穷(佟新，2000；徐安琪，2001；蔡鑫，2005；王天夫，2006；曹玉萍等，2006；郭素芳等，2007)。

1. 与“婚姻暴力”类似的概念有“夫妻间的婚内暴力”、“虐妻”、“亲密伴侣暴力”(intimate partner violence)等(参见刘梦，2001)。

国内外研究者对此的核心议题是：婚姻暴力何以发生，即哪些个人或社会因素决定了婚姻暴力的出现。吉勒斯和施特劳斯(Gelles & Straus，1979)将现有的15种主要理论解释归纳为个人心理(微观)、社会心理(中观)和社会结构(宏观)三个层次，且不同层次的理论视角相互补充，从而达成一种综合的理论解释。在经验研究中，研究者一般把婚姻暴力视为一种特殊的社会互动，重点考察互动双方，包括施虐者(一般是丈夫)和受虐者(一般是妻子)的个人特征、互动关系和社会环境的影响，具体因素有双方的人格心理特征、家庭暴力观念、生活习惯(酗酒和毒品)、生活经历(儿时家庭暴力经历)、社会经济资源(教育、收入和就业等)，以及基于上述因素形成的夫妻互动模式及权力关系、夫妻所处的社会结构及环境，这些因素分别对应了微观、中观和宏观分析层次(邹韶红、张亚林，2007；Rodriguez et al., 2001；Tsui et al., 2006；徐安琪，2001；王天夫，2006；曹玉萍等，2006；郭素芳等，2007)。本文将重点分析一个被以往研究忽视了的问题，即个人社会资本对于婚姻暴力的影响。

近20年来，社会资本理论成为社会科学领域中发展最为迅速的理论之一，它拓宽了传统“资本”概念的局限，将人们的社会关系结构视为一种能给个人或群体带来收益的资本(Bourdieu，1986；Coleman，1988)。目前，尽管学界对于“社会资本”这一概念的定义尚存争议，但研究者大多同意将这一概念区分为不同层次，其中，个体层次的社会资本(又称微观/外在层次)指一种嵌入于个人行动者社会网络¹中的资源，产生于行动者外在的社会关系，其功能在于帮助行动者获得更多的外部资源。²大量经验研究表明，个体社会资本有助于个人得到就业信息、社会资源、知识和社会支持，因而有助于人们获得更高的社会经济地位。这一结论在就业、教育、移民和灾后恢复等诸多领域中都得到了支持(Portes，1998；张文宏，2003；赵延东、罗家德，2005)。正因为社会资本对个人生活有着如此重要的作用，我们有理由认为，那些受到家庭暴力的女性有可能从自身的社会资本中获取独特的资源和支持，社会资本在婚姻暴力中的角色值得研究。

1. 社会网络分析是一套分析社会结构的理论和方法，其基本观点是将个人或组织之间的社会联系所构成的系统视为一个个“网络”，整个社会就是由这些网络所构成的大系统(参见Scott，1991)。

2. 还有一种宏观层次(又称集体/内在层次)的社会资本，指群体中表现为规范、信任和网络联系的诸多特征形成于行动者(群体)内部的关系，其功能在于提升群体的集体行动水平。由于此种类型的社会资本与本研究关系不大，故不赘述。

一些研究已注意到受虐者社会资本的重要性，但大都仅关注受虐者的社会资本对其生活状态(主要是健康状况)的影响，研究对象也仅涉及那些已遭受婚姻暴力的受虐者(Kemp et al., 1995；Rose et al., 2000；Coker et al., 2002；Yoshioka et al., 2003)。即便少数研究注意到受虐者和普通人在社会资本上的差异，但仍局限于分析那些提供了实际“社会支持”的社会关系(Barnett et al., 1996；Levendosky et al., 2004)。事实上，这种研究路径虽关注了社会资本中那些被激活了的或发挥了功能的社会关系，却忽视了其潜在的功能和结构性背景的属性³。此外，对社会资本在婚姻暴力中的具体作用机制仍缺乏深入而系统的探究。

3. 已有研究者注意到功能主义研究的缺陷，提出在社会资本研究中应以网络结构分析取代对激活关系的研究(参见Campbell et al., 1986；Haines & Hurlbert，1992；Hurlbert et al., 2000；朱旭峰，2006；赵延东，2008)。

本文通过对一项大规模入户调查数据的分析，尝试性地探讨女性的社会资本在婚姻暴力中的作用及其机制。在研究中，我们忽略受虐妇女在遭受暴力后动用的具体社会资本，而从社会网络的结构资源和嵌入资源入手，分析她们拥有的社会资本是否会降低其遭受暴力的可能性，在暴力发生后是否能减轻暴力的严重程度。同时，在了解社会资本对于婚姻暴力作用的基础上，进一步探明社会资本发挥作用的机制。

二、社会资本影响婚姻暴力的机制

社会资本为个人提供了有利于人们行动的各种资源。林南(2001)将社会资本运作的机制归纳为提供信息、影响、社会信用和认同等资源；塞伯特等(Seibert et al., 2001)将社会资本的作用归纳为信息获取、资源获取和庇护等行动者可从自身社会资本中获取的资源。因此，我们认为，已婚女性的社会资本就是她们带入婚姻关系的结构性资源。按照形式和功能的不同，结构性资源大致有两类：(1)非物质性资源(又称“支持性资源”，本文用这一表述)，如感情、道义、规范等的干预、支持和影响，既有潜在的支持，又包括实际的帮助；(2)物质性资源，尤指经济资源，一旦需要，女性可以动用这些资源改善自己的境遇。

相应地，两类结构性资源影响婚姻暴力的机制也有两种。第一种是对婚姻暴力的预防机制。按照交换理论对婚姻暴力的解释，丈夫对妻子实施暴力的原因之一是行为的“收益”大于“成本”(Gelles & Straus，1979)，即当社会对家庭成员间的关系缺乏有效控制时，施暴者应付的代价将大大降低，从而导致家庭暴力的发生(Gelles，1983)。由此，我们可以推论：如果妻子(或女性)的社会资本中具有较丰富的“支持性资源”，就会使婚姻关系处于较强的社会控制之下，从而对施暴者产生潜在的制约，即丈夫在施暴前须顾及施暴后可能来自妻子网络成员的各种干预和惩罚，乃至暴力行为被公开后可能招致的社会压力和惩戒等。这些“支持性资源”在一定程度上提高了丈夫施暴的成本，从而对婚姻暴力起到预防的作用。

女权主义观点将对于婚姻暴力的理解置于特定的性别权力关系分配的框架中(刘梦，2001)。夫妻双方带入婚姻的资源种类和数量决定了他们在婚姻中的相对权力——在婚姻权力格局中，拥有较少资源的妻子往往处于不利地位，遭到丈夫歧视、遭受婚姻暴力的可能性加大；反之，拥有资源较多的妻子在家庭中的地位和权力相对较高，提高了丈夫实施暴力的成本，在一定程度上预防了婚姻暴力的发生。国外的相关研究发现，女性的人力资源和经济资源有保护其免受配偶暴力的作用(Martin et al., 1999；Ratner，1993；Piispa，2004)。因此，女性社会资本中的物质性资源有助于提高女性的婚姻地位，进而预防配偶暴力行为的发生。

第二种是对婚姻暴力升级的抑制机制。研究者普遍认为，如果没有外来干预，家庭暴力很少会发生一次就结束，随着时间的推移，暴力事件常常变得频繁，程度也逐步升级(Hague & Malos，1998)。也就是说，婚姻暴力是一个施暴者不断“试探”的过程，如果开始的轻度暴力没有受到明确而有效的干预和制止，则暴力有可能进一步升级。

可见，除了预防作用，社会资本对婚姻暴力还有抑制作用。一旦婚姻暴力发生，女性社会资本中的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，社会网络成员通过对施暴者行为予以警告、制止或惩罚，对其进一步的暴力行为形成有效的制约，进而抑制家庭暴力的升级。

研究还发现，女性缺乏配置性资源是她们忍受持续的暴力关系并主动为之做出合理化解释的重要因素之一(佟新，2000)。女性拥有更多的资源意味着对男性较少的依赖，即便在婚姻暴力发生后，也拥有更多的选择空间，她们或选择脱离婚姻关系，或选择以脱离婚姻关系为条件与施暴者谈判，从而摆脱暴力。而嵌入女性社会网络的物质性资源则有助于抑制婚姻暴力的升级。

三、研究设计 (一) 研究假设

一般地，研究者从网络规模、网络结构和网络资源等方面分析个人社会资本的多少(赵延东、罗家德，2005)，本研究在此基础上，提出了女性社会资本对婚姻暴力影响的4个研究假设。

1. 网络规模作用假设

网络规模指社会网络中成员的数量。布迪厄(1986)曾指出，个人社会资本的多少取决于两个因素，一是行动者可以有效地加以运用的联系网络的规模的大小，二是网络中每个成员以自己的权力所占有的资本的多少。因此，之后的经验研究无一例外地将网络规模作为测量社会资本的重要指标之一。就婚姻暴力而言，较大的网络规模既意味着网络成员可能得到较多的支持性资源(直接干预)，也意味着可能得到更多的物质性资源。由此得到：

假设1.1：女性的社会网络规模越大，其遭受婚姻暴力的可能性越低。

假设1.2：女性的社会网络规模越大，其遭受轻微暴力后，暴力行为升级的可能性越低。

2. 网络结构作用假设

有学者指出，网络的结构特征，如密度(网络成员间的联系紧密程度)、构成(网络中不同类型关系的比重)和同质性(网络成员彼此间的相似程度)等也是测量社会资本的常见指标(赵延东、罗家德，2005)，甚至有研究者认为，仅网络结构便足以代表社会资本(朱旭峰，2006)。本研究集中考察网络中亲属比重的影响。按照格兰诺维特对关系的“强—弱”划分，亲属关系属于强关系，在中国社会中尤其如此(转引自边燕杰、李煜，2001)。由于家庭暴力属于个人性事件，因此，个人社会网络中的亲密关系(或强关系成员)会有更多的介入责任和动机，在事件处理过程中扮演重要的角色。研究发现，诸如母亲、姐妹、闺密等亲密关系是受虐女性最重要的社会支持来源(Rose, et al., 2000)，在重视家庭关系的东方社会中表现得尤为明显(Yoshioka, et al., 2003)。从这个意义上说，个人社会网络中的亲属关系在预防婚姻暴力和抑制婚姻暴力的升级方面，均为个人提供支持性资源发挥了积极的作用。由此得到：

假设2.1：女性社会网络构成中的亲属比例越高，其遭受婚姻暴力的可能性越低。

假设2.2：女性社会网络构成中的亲属比例越高，其遭受轻微暴力后向严重暴力行为发展的可能性越低。

3. 网络资源作用假设

网络资源嵌入行动者社会网络中，指行动者调用的物质性资源(包括实际资源和象征性资源)(林南，2005)，它是反映个人网络中社会资本多少的最直接、最重要的指标之一(赵延东、罗家德，2005)。因此，“网络嵌入资源”包含了支持性资源和物质性资源，但从其定义来看，更多反映的是后者。根据前文所述的社会资本对婚姻暴力的影响机制，本文得到：

假设3.1：女性的社会网络中嵌入资源量越大，其遭受婚姻暴力的可能性越低。

假设3.2：女性的社会网络中嵌入资源量越大，其遭受轻微暴力后向严重暴力行为发展的可能性越低。

4. 社会网络作用城乡差异假设

国内学者发现，中国城乡家庭发生的婚姻暴力存在不同的模式。徐安琪(2001)指出，资源理论对农村家庭的婚姻暴力有一定的解释力，但在城市地区没有得到支持；蔡鑫(2005)的研究支持了这一发现并指出，婚姻暴力问题总体上呈现了明显的城乡二元模式，应该区分城乡进行分析和讨论。那么，社会资本对婚姻暴力的影响是否也存在城乡差异呢？

一般认为，与城镇相比，农村社区更接近传统的“乡土社会”，行动者更依赖于社会网络(即关系)这样的非正式制度。社会资本的城乡比较研究也发现，城乡家庭的社会资本具有明显的差异，即与城镇家庭相比，农村家庭的网络规模较小，网络资源较低，但网络密度相对较高(赵延东，2006)。因此，本文认为，无论是预防婚姻暴力的发生，还是抑制婚姻暴力的升级方面，社会资本在农村地区发挥了较大的作用。由此得到：

假设4.1：与城镇地区相比，农村地区女性的社会资本对预防婚姻暴力的发生发挥了较大的作用。

假设4.2：与城镇地区相比，农村地区女性的社会资本对抑制婚姻暴力的升级发挥了较大的作用。

(二) 数据与方法 1. 样本

本研究使用的数据来自由科技部中国科技促进发展研究中心¹组织实施的一项大规模入户问卷调查——“中国西部省份社会与经济发展监测研究”。该研究于2004年6月至2005年2月在甘肃、青海、宁夏、陕西、内蒙古、新疆、云南、贵州、四川、广西和重庆等11个西部地区进行。抽样方案能够推论的目标人口为目前所有居住在中国西部省份(除西藏外)的家户，包括流动人口。研究采用按规模大小成比例的概率抽样方法(PPS抽样法)，计划每地抽取252个村(居)委会、4 000户居民，11个地区共抽取44 000户居民。最后实际抽取的样本为44 738户，符合受访条件的样本43 858户，其中完成全部问卷的样本41 222户，应答率为94%。调查在每个家庭中随机抽取出一个16周岁以上的家庭成员(Randomly Selected Individual, RSI)进行访问，共得到有效样本41 540个，其中女性有21 526人，占51.8%。研究者又从中选取了已婚或处于同居状态且适合回答“婚姻暴力”问题的女性16 420个，占女性总数的79.6%，作为本研究的数据样本。¹

1. 现已更名为“中国科学技术发展战略研究院”。

1. 在具体分析过程中，由于各个变量的有效案例数不同，不同的模型使用的有效案例数可能小于该样本数，具体参见各模型列出的有效案例数。该项目的具体情况可参见中国科技促进发展研究中心、Fafo应用国际研究所(2006)。

2. 变量与数据

(1) 因变量

婚姻暴力  “冲突策略量表”(CTS)是目前国际上比较流行的“婚姻暴力”测量方法(Straus et al., 1996)。本文使用的数据采用了经过修改简化版的CTS量表，询问了受访者是否遭受过下列主要的婚姻暴力：推搡、打耳光、踢/打、用可能造成伤害的东西打、掐脖子，若遭受过上述任何一种暴力形式，即视为“遭受过婚姻暴力”。

婚姻暴力程度  本文根据已有的研究发现，婚姻暴力一般是由最轻微的“推搡”逐步升级到严重暴力行为，因此，把只遭受过“推搡”视为“轻微暴力”，其余形式均视为“严重暴力”。

(2) 自变量

主要自变量是女性的社会资本。²本研究采用“位置生成法”，调查了居民的“重要节日交往网络”，即先让被调查者选择去年自己联系人最多的一个节日，然后详细询问这些联系人的情况，这种方法较好反映了不同地区和民族居民的核心社会网络情况。具体测量如下：

2. 调查社会资本的基本方法有“姓名生成法”和“位置生成法”(赵延东、罗家德，2005)。

网络规模  指节日联系网络成员的人数。

网络构成  指网络成员的构成和亲密程度。基于前文的假设，本研究将其定义为“亲属在社会网络中所占的比重”。

网络资源  指节日网中嵌入的资源数量。对节日网中的职业声望分数和职业个数做因子分析，得到因子值后转化为最低分为1，最高分为100的分值(赵延东，2006)。

(3) 控制变量

在分析中，本文参考已有的实证研究，引入了3个可能影响婚姻暴力发生率和暴力程度的变量作为控制变量。

个人层面  年龄、年龄的平方、民族、教育程度和就业状况。

家庭层面  配偶的教育程度、配偶的就业状况、家庭收入、家庭结构(有无未成年子女)和家庭规模。¹

1. 大量的受访者，虽然从事有收入的工作，却难以计算其“个人收入”，因此，本研究没有像以往的诸多研究那样引入夫妻双方的个人收入比。

社区层面  社区对婚姻暴力的态度²、地域(西南/西北)和城乡。

2. 基于社区成员在“个人对婚姻暴力的态度”上的得分，计算出社区的平均得分，再根据分值高低分为“反对程度高”和“反对程度低”；社区成员“个人对婚姻暴力的态度”是利用因子分析法并根据态度量表计算出的因子得分。

上述各项变量的数据情况如表 1所示：农村地区女性遭受婚姻暴力和遭受严重暴力行为的可能性均明显高于城镇地区，对家庭暴力的反对程度(个人和社区层面)则明显低于城镇地区。与城市女性相比，农村女性的社会网络规模较小、亲属比重较高、网络资源较少。

(三) 分析方法

为检验社会资本“预防机制”的假设，本研究以妇女“是否遭遇婚姻暴力”(是＝1)为因变量，将所有样本纳入模型进行分析；而在检验“抑制机制”假设时，我们考察那些遭受过婚姻暴力女性的社会资本是否有助于抑制暴力行为程度的升级。由于“是否遭遇暴力”和“暴力是否升级”均为二分变量，故均采用Logistic回归模型进行分析，表达公式为：

$ \log it\left(p \right) = c + {b_i}{x_i} + \varepsilon $

其中，p为婚姻暴力(或严重暴力)发生的概率，logit(p)=ln[p/(1-p)]，c为常数项，x_i为第i项自变量，b_i为回归系数，ε为随机误差。

对于城乡差异假设的检验，本文分别建立基于城市和农村样本的两个回归模型，分别为：

$ \log it{\left(p \right)_u} = {c_u} + {b_{ui}}{x_{ui}} + {\varepsilon _u} $

(1)

$ \log it{\left(p \right)_r} = {c_r} + {b_{ri}}{x_{ri}} + {\varepsilon _r} $

(2)

其中，(1)为城市样本模型，(2)为农村样本模型。为比较自变量x_i的影响是否存在城乡差异，可以计算其在两个模型中的回归系数b_i的差d_i：

$ {d_i} = {b_{ui}} - {b_{ri}} $

在城市和农村样本彼此独立的情况下，有：

$ s_i^2 = se_{ui}^2 + se_{ri}^2 $

其中，s_i为d_i的标准差，se_ui和se_ri分别为x_i在城乡模型中的标准误差。统计量z_i=d_i/s_i符合标准正态分布，可以对d_i进行统计检验(Clogg，1995)。

四、统计结果 (一) 社会资本对婚姻暴力的预防作用

表 2是以女性是否遭受婚姻暴力为因变量的Logistic回归模型。

从模型1可见，就总体样本而言，女性的网络规模和网络结构都对婚姻暴力起到了预防作用, 即网络规模越大，网络结构中亲属所占的比重越高，女性遭受婚姻暴力的可能性越低，且这种趋势具有显著性，这支持了假设1.1和假设2.1。但本研究发现，女性的“网络资源”却呈现出促进婚姻暴力的作用，即社会网络中嵌入资源量越高的女性越可能遭受婚姻暴力，故假设3.1未得到证明。

比较模型2和模型3后发现，网络规模、网络结构和网络资源对婚姻暴力的作用方向在城镇和农村地区基本一致，回归系数虽略有差异，但均不显著，假设4.1未得到证明。在控制变量中，女性的年龄、社区对婚姻暴力的态度和地域在总体及城乡样本中的数据均表现出显著的作用，且作用方向一致。女性的教育程度和家庭收入水平只在城镇样本中表现出显著的预防作用，在农村样本中的均不显著；女性及其配偶的就业状况的作用在所有模型中均不显著。在所有控制变量中，仅女性的教育程度在城乡间的作用差异上呈显著性水平。值得注意的是，在引入各类自变量后，婚姻暴力发生率在城乡间的显著差异基本消失，说明城乡之间的差异可能主要由自变量的作用而引起。

(二) 社会资本对婚姻暴力的抑制作用

表 3是以遭受婚姻暴力的女性“遭受的暴力是否严重”为因变量的Logistic回归模型。就总体样本(模型4)而言，只有网络规模对婚姻暴力升级起到显著的抑制作用，网络规模较大的妇女，在遭受婚姻暴力后，也更可能将婚姻暴力控制在轻度范围之内，这一结果支持了假设1.2。网络结构和网络资源的作用方向虽然为负，但均未达到0.1的显著性水平。

在区分城乡样本后，社会网络的影响呈现出有趣而又复杂的模式。我们发现，网络规模在农村样本中的抑制作用十分显著，在城镇样本中却不显著，这一差异似乎支持了假设4.2，即农村地区女性的社会资本对婚姻暴力起着更为明显的抑制作用。¹与之相比，网络资源的作用模式似乎正好相反，即它在城镇样本中的抑制作用比较明显，这一结果支持了假设3.2，但在农村样本中的作用并不显著。此外，网络结构的作用在城乡样本中均不显著，这表明假设2.2完全没有得到证明。

1. 这与已有的一项针对城镇女性的研究发现较为一致，该研究也发现，生活在城市社区的女性受虐的严重性与其支持者的数量多少无关(参见Carlson et al., 2002)。

在控制变量中，女性的教育程度和社区对婚姻暴力的态度均对暴力严重程度有显著的抑制作用。配偶的就业状态在城乡均有显著影响，但作用方向相反，即配偶有工作的农村女性更容易遭受严重暴力，城市则相反。家庭收入水平总体上对暴力严重程度有显著的抑制作用，在城乡子样本中均不显著。此外，女性就业状态、配偶教育程度和家庭规模等变量对婚姻暴力的严重程度都没有显著的影响。

五、结论与讨论

从统计结果看，本文的大部分假设得到了支持，这说明社会资本对家庭暴力的作用相当明显。但同时也发现，社会资本对婚姻暴力的实际影响模式远比这些假设的表述要复杂。

(一) 社会资本对婚姻暴力的预防作用并不一致

统计结果表明，网络规模和网络结构(亲属比例)对婚姻暴力的预防假设得到了经验数据的支持，网络资源的预防假设未得到支持；相反，网络中嵌入的资源量对婚姻暴力起到促进的作用。

在预防机制中，网络结构(亲戚比重)主要与网络成员干预家庭暴力的可能性相关，主要是一种支持性资源，网络规模可同时反映支持性资源和物质性资源，而网络嵌入资源则更多地反映了物质性资源的多少。从本研究的结果看，女性网络中的支持资源似乎比物质资源对预防家庭暴力发生更有用。女性的“支持性资源”主要通过影响施暴者对网络成员潜在干预的顾虑，以及提高对家庭的社会控制而预防婚姻暴力的发生。这一发现与以往研究发现的“孤立的家庭更容易发生家庭暴力”这一结果一致(Gelles，1983；Barnett et al., 1996；Levendosky et al., 2004)，在一定程度上支持了社会控制理论和交换理论对婚姻暴力的解释。

研究发现，网络中嵌入资源较丰富的女性反而更可能遭受婚姻暴力，这一结果与研究假设完全相反。W.J.古蒂(Goode，1971)曾在针对婚姻暴力的“资源理论”解释中认为，男性掌握的资源越多越没有必要公开地使用暴力来维持其支配性权力；反之，当男性在各方面的资源都低于女性时，由于缺乏其他可用资源，反倒更有可能使用暴力。这一理论在其后的一些经验研究中得到了验证(Gelles & Straus，1979；王天夫，2006)。假定“网络中嵌入资源”这一指标更多地反映了女性可以从网络中获取的物质性资源，那么，本文的统计结果似乎证明了：在男权占主导的社会中，女性丰富的物质资源反而更有可能促使相对缺乏优势资源的男性(配偶)使用暴力。¹从这一结果看，物质性资源虽能给女性带来相对较高的婚姻地位，但并不能使女性免受家庭暴力，这也在一定程度上质疑了“婚姻相对地位/权力”这一解释视角。

1. 对此，一个更合理的检验方法是在模型中引入“夫妻双方社会资本量对比”的变量。遗憾的是，本文所使用的数据没有同时测量同一家庭中丈妻双方各自的社会资本量，或许未来的研究对此可以做进一步的验证。

以往研究发现，网络在人们不同类型的行动中起着不同的作用，密度高、强关系多、同质性高的核心网络更利于人们的“表达性行动”，而密度低、弱关系多、异质性高的松散型网络则更有利于人们实现“工具性行动”的目标(Hurlbert et al., 2000；林南，2005)。中国相关的经验研究也支持了这一结论(赵延东，2007、2008；王卫东，2006)。从本研究的结果看，紧密度高、亲属比例高的网络似乎更有可能提供情感支持(或行动支持)等支持性资源，而异质性较高的网络²则更可能提供信息和经济资源等物质性资源，或许正是不同结构网络可提供的资源存在差异，它们才会对人们的行动产生不同方向的影响。

2. 本研究中的“网络资源分”主要取决于网络中职业数量多少和职业代表的资源分，因此，网络资源分高意味着网络成员的职业异质性大。

特别值得注意的是，无论是支持性资源还是物质性资源，社会资本对女性是否遭受婚姻暴力的影响，都是在女性并未实际动用这些资源的情况下发生的。这时，社会资本对于其拥有者而言是一种象征性(或符号性)资源。林南(2005：43)曾对社会资本的“符号效应”做过理论上的描述，“即使自我不能使用或动用这些资源，它们(社会资本)也有很大的符号效用。让别人知道自己的社会资本，可以很好地改善自己的社会地位”。¹

1. 但在经验研究中，研究者似乎更关注社会资本在目的性行动中动员资源的实际作用，本研究结果应该是对社会资本的符号作用的不多的经验论证之一。

(二) 社会资本对婚姻暴力的抑制作用并不显著

就总体样本而言，社会资本对婚姻暴力升级的抑制作用并不明显。即使在区分了城乡样本后，网络结构在城乡样本中的作用也不显著。这说明，对于抑制婚姻暴力升级而言，社会资本的总体作用较为有限。

这可能是因为，在抑制婚姻暴力升级时，各种象征性社会资本都需要得到实际的动员并转化为实际资源才能发挥作用。譬如，只有当网络成员知晓婚姻暴力的发生并介入调解后，支持性资源才能发挥作用。女性在以脱离婚姻关系的方式抑制暴力升级时，也要动用其网络中的物质性资源。²在这种机制下，社会资本能否起作用除了取决于社会资本的存量外，还与受虐女性能否动用并向其社会网络求援等有关。而在实际生活中，遭受婚姻暴力的女性恰恰在动员资源问题上未表现出足够的积极性，从而限制了社会资本对家庭暴力的抑制作用。

2. 当然，在女性只是以脱离婚姻关系作为谈判手段以抑制暴力升级时，网络资源仍主要是作为象征性资源发挥着“符号效用”。

已有的研究发现，对于婚姻暴力这类隐私事件，受虐女性常羞于启齿而不向其网络成员披露受虐事实，或对受虐事实轻描淡写(Levendosky et al., 2004)，这就限制了社会资本在婚姻暴力发生的情况下由象征性资源向实际资源的转化。此外，不良的家庭暴力文化、对他人缺乏信任感和自我封闭等因素是限制受虐女性获取社会支持的重要因素(Rose et al., 2000)，可能也是影响社会资本发挥抑制作用的重要原因。

(三) 社会资本作用的城乡差异因素

事实上，社会资本对婚姻暴力影响表现出来的城乡差异十分复杂。社会资本对婚姻暴力的预防作用在城乡之间并没有表现出预期的差异，这可能意味着，对城镇居民和农村居民而言，社会资本作为一种“象征性”资源所发挥的“符号效用”是一样的。而在社会资本能否抑制婚姻暴力升级这一问题上，不同类型的资源在城乡之间表现出不同的作用，即“支持性资源”主要在农村地区发挥作用，“物质性资源”主要在城镇地区发挥作用。

对此，有两种可能的解释有待于未来研究的验证。第一，这可能与城乡居民的居住、交往方式的不同有关。在农村社区，“鸡犬之声相闻”，便于“支持性资源”发挥作用——即便是婚姻暴力这样的隐私事件，也容易被网络成员知晓而加以干预。城镇社区则不具备这样的条件，因此，“支持性资源”难以发挥作用。第二，可能与城乡居民的社会资本特征及其对社会资本的使用模式不同有关。正如前文所述，农村女性的支持性资源相对比较丰富(尤其是网络中亲属比例相对较高)，而物质性资源相对匮乏，在抑制家庭暴力升级的过程中，社会网络成员更容易提供诸如直接干预、调解等帮助，但很难提供物质性的帮助；与之相比，城镇女性虽难以从其网络成员中获得支持性资源，却比较容易获得物质性资源作为与施暴者谈判(或脱离婚姻关系)的资本，从而起到抑制暴力升级的作用。这个发现也意味着，在城镇地区，社会资本中的物质性资源虽然对女性遭受婚姻暴力难以起到预防作用，但对遭受了暴力的女性而言，仍是她们赖以遏制暴力升级的有效工具。

根据本次调查的结果，我们将社会资本影响婚姻暴力的各种机制归纳于表 4中。

由于本研究首次利用经验研究数据，分析了女性的社会资本对家庭暴力的影响及其机制，因此，不可避免地存在多个方面的局限，有待于将来的研究进一步改进。首先，作为一项综合性的调查，本文数据对婚姻暴力的测量过于简单，如婚姻暴力的频率、后果均未测量，仅根据暴力形式对严重程度进行区分；其次，本文数据对社会网络的测量有待改进，尤其是网络结构只测量了亲属所占的比例，对于网络的性别结构、亲属结构(女性亲属还是其配偶亲属)、同质性(如成员中是否也有遭受婚姻暴力者)、网络密度(联系的频率及紧密程度)等都未作测量，因此，对网络结构作用的探讨还不够深入；最后，由于本文使用的是横截面数据，难以确定社会网络与婚姻暴力间的因果关系。正如有些研究认为的那样，受虐女性社会网络的缺乏也有可能是暴力本身导致的女性的“孤立”所致(Dobash & Dobash，1998)，将来的研究有必要对此加以检验。