社會偏見與單親家庭福利

社會偏見與單親家庭福利

自20世紀70年代末以來，中國的離婚率不斷提高。2000年，離婚人數(shù)達到121萬人，占當年平均人口的0.96%。前20年，單位離婚率增加了三倍。盡管眾多的單親家長將再婚,但全國每年100多萬對夫妻離婚所形成的單親家庭無疑呈上升趨勢(加上因一方喪偶形成的單親家庭則更多)。單親家庭的遞增不僅使當事人面臨經濟和情緒等方面的壓力,而且也程度不同地殃及孩子,尤其在離婚、單親依然被貼上負面標簽的中國。而經濟轉型期的資源重新分配明顯地向年輕人、高學歷和高技能者傾斜,承載親職重負和社會世俗壓力的單親者往往面臨福利水平下降、心理和社會適應困擾加劇而成為弱勢群體或弱勢地位更加突現(xiàn)。由于與此相關的問題并未引起國內學術界及有關職能部門的足夠重視,尤其是這方面的經驗研究基本屬于空白,因此,本課題的設立具有重要的理論和實踐意義。一、宏觀和個體層面的影響因素單親家庭的福利受到多方面因素的影響,既有宏觀的、微觀的,也有靜態(tài)的、動態(tài)的。從宏觀講有法律、政策層面的,也有社會文化層面的;微觀和個體層面的影響有人際網(wǎng)絡、收入和性別等因素。同時從動態(tài)的角度看,主觀福利水平由于和適應有著密切的關系,而適應又和時間緊密相連,因此,時間也成為影響單親主體福利水平的重要因素之一。(一)社會偏見與婚姻關系大多數(shù)社會對單親家庭持負面態(tài)度,將單親家庭看作是一種非常態(tài)的家庭形式(Wattereng&Reinhardt,1979),導致社會對單親家庭有一種偏見,當事人必須忍受來自社會歧視的壓力。進一步的研究表明這種社會偏見對單親家庭的男女主體的影響是不同的。相關的研究一直認為,女性在成為單親家長后,在社會交往中所面臨的困惑比男性多(Berman&Turk,1981;Katez&Pesach,1985),這是因為社會上普遍對單親女性存在負面的刻板印象。此外,在發(fā)展新的社會關系方面,男女單親也存在著很大的差異,傳統(tǒng)的社會規(guī)范對兩性的雙重標準依然存在,男性常常被鼓勵再婚及發(fā)展新的人際關系,而女性在因襲規(guī)范限制下,重建社會關系和親密關系比男性更困難(Katez&Pesach,1985)。在對付壓力、處理問題以及克服悲傷方面也存在著文化差異。(二)婚姻當事人社會融入對適用社會的影響漢森等人(Hansonetal.,1995)強調人際網(wǎng)絡對單親父母的重要性,這些人際網(wǎng)絡包括朋友、親戚、以前的配偶以及新的伴侶。普拉特(Prater,1995)區(qū)分出三種支持:社會融入性、感覺到的社會支持和法定的社會支持。數(shù)據(jù)顯示離婚后社會交往顯著減少,通常朋友們都躲避之以避免“偏袒一方”(Donat,1995),這影響了離婚者融入社會的程度,同時導致脆弱的和不良的心理狀態(tài)。相反,如果離婚當事人融入社會網(wǎng)絡,就會較快地適應單身生活。支持網(wǎng)絡的好處包括較少悲痛,對子女更負責,更照顧,對子女的發(fā)展更有興趣。(三)經濟地位與女性福利有學者對個體的人格特征與單親的福利和適應進行了研究。他們強調父母的精神、情感和生理健康,適應、處理問題的能力(如應對離婚、拋棄、未婚生育、失去親人等問題的能力),以及評估環(huán)境和經驗的能力(Gass-Sternas,1995;Herrerias,1995)。種族也是影響生活質量和單親家庭福利的重要因素。需要注意的是在考察人種這一變量時要注意種族和階層之間的交互作用。非裔美國單親母親要比其他種族的單親母親更貧窮。斯坦博克(Steinbock,1995)發(fā)現(xiàn)1995年最貧窮的美國家庭就是由一個非裔的單親母親和一個18歲以下的子女組成的。收入的高低通常與適應成正比(Berman&Turk,1981;Gove&Shin,1989)。此外,大部分研究發(fā)現(xiàn)經濟地位高,其子女行為表現(xiàn)較好(Ambert,1982;Grief&Demaris,1990)。除了收入的絕對值之外,收入的改變也與單親家庭的福利有關(Kitson,etal.,1989;Pett&Vaughan-Cole,1986)。有研究報告由單親母親組成的家庭收入通常跌入貧困線之下,而此現(xiàn)象較少發(fā)生在男性單親之中(Morgan,1989;Weiss,1984)。有關性別與主觀福利水平之間的關系,自美國學者韋茨曼在她的《離婚革命》一書中揭示了離婚后婦女與孩子的生活水平平均下降了73%而丈夫平均提高了42%等事實后,一些研究相繼證實,女性在成為單親后經濟狀況變壞或陷入貧困線以下的概率明顯高于男性(Weitzman,1985;Morgan,1989;Sands&Nuccio,1989),有學者將女單親家庭經濟條件的惡化歸因于社會經濟結構對女性的歧視,女性較少有就業(yè)訓練的機會,多集中于低職位、低薪金、不穩(wěn)定的職業(yè),致使其在滿足家庭需求和子女教養(yǎng)負擔上倍感艱辛(Arendell,1996)。有研究指出由于女性單親家長在經濟上處于不利地位,加上她們更多地將婚姻視作生活的重心,因此在婚姻失敗后的心理困擾更多且持續(xù)時間更久(Wood&Whelan,1989;Kurdek,1990)。單親女性除了更多地忍受他人的疑慮或排斥外,還需防備異性的覬覦,她們受到性騷擾、性侵犯的概率顯著高于男性(Katez&Pesach,1985;林萬億、吳季芳,1993;林萬億,1992)。但也有文獻表明,由于社會規(guī)范鼓勵女性表達情緒,而男性則往往過于壓抑,也不善于尋求外界支持,因此,他們的沮喪、寂寞等情緒往往難以排解,離婚后的心理適應難度更大(Bloom&Caldwell,1981;林萬億、吳季芳,1993);女性主義學者還認為,由于女性在家庭中受壓迫,一旦擺脫了不幸婚姻,自然會得到更多的滿足和快樂(Wattereng&Reinhardt,1979;Kissman,1991)。還有研究顯示,社會支持會降低單親女性的心理困擾(Gerstel,1988;Sarason&Levine,1983;王孝仙,1992)。(四)婚姻狀況的適應障礙情況生命周期通常使用三個指標:單親家長年齡、子女年齡以及成為單親至今的時間。首先,單親家長年齡與成為單親的原因之間存在相關聯(lián)系。布萊克維爾(Blakwell,1981)的研究發(fā)現(xiàn)年齡較大的喪偶者要比年齡小的適應好,因為對于年老者來說,死亡是預料之中的事。相反,對離婚來說,年紀越輕適應越好。但是戈夫和希恩(Gove&Shin,1989)的研究卻發(fā)現(xiàn)無論是喪偶還是離婚都是年紀輕的適應困難,不論男女都是年齡大的適應更好,生活滿意度更高。至今時間方面的研究尚不多。多爾蒂等(Dohertyetal.,1989)的研究發(fā)現(xiàn),剛離婚的單親往往產生較多的適應障礙。但是2到4年內,單親家庭逐漸撫平情緒,適應性大幅度提高。國內關于單親當事人的研究僅有人口學的分析,如通過對不同婚姻狀況人口死亡率、平均預期壽命的比較,得出離婚及喪偶人口的死亡率高于有偶人口,平均預期壽命則低于有偶人口的結論(劉錚,1994;郝虹生,1995)。關于單親主體福利狀況的定量研究未見有報告。二、研究設計(一)研究的基本原則在研究設計上,我們既借鑒了西方的分析框架及研究原則,更注意到了由于國情不同而帶來的差異,這些差異的存在使得西方的一些研究結論不能直接用來解釋中國的現(xiàn)象:1.單親家庭的構成不同。歐美國家相當一部分的單親家庭是由未婚母親與孩子組成的,如在瑞典,“未婚式”的單親家庭占單親家庭總數(shù)的60%以上,美國近30%,英國25%(Kamerman&Kahn,1988),而中國單親家長為未婚母親的僅是個案。此外,單親家長的性別構成也不同。如美國統(tǒng)計局1998年人口普查的數(shù)據(jù)表明,5/6的單親家庭戶主為女性,芬蘭統(tǒng)計局2000年統(tǒng)計顯示,在所有的單親家庭中,88%的戶主是女性。據(jù)歐盟1996年統(tǒng)計,80%的單親是女性;在俄羅斯占到94%;即使在日本也高達84%(苗野,1997;王曉峰,2001;日本總務廳統(tǒng)計局,1995)。而國內的多項研究顯示,父母離異的孩子與母親同居的在50%上下(劉鴻雁,1998;徐安琪等,2001,王世軍,2002)。2.單親角色的轉換不同。許多文化依然規(guī)范了“男主外,女主內”的性別角色,離婚后男性的主要角色并沒有改變,女性則需試著在就業(yè)市場上生存立足,這并非易事(Calhoun,Keller&Light,1994)。而中國女性大多在婚后仍連續(xù)就業(yè),因此,她們的收入并非僅作為家庭經濟的貼補,而與丈夫一樣是家庭不可缺少的贍養(yǎng)者(尤其在城市),家庭變故后因經濟實力較強的丈夫的離開而導致生活水平急劇下降的相對較少。但目前面臨的新問題在于經濟體制的轉型、職業(yè)流動的頻繁和單位保障制的弱化,使相當一部分中年父母下崗、待業(yè)、失業(yè)或非正規(guī)就業(yè)者遞增,而作為家庭惟一勞動力的單親父/母的工作不穩(wěn)定乃至無業(yè),勢必加劇一部分單親家庭的困境或弱勢。3.社會對單親評價不同。在中國,高離婚率一度被視作“資本主義整個社會制度日趨崩潰、社會道德日趨墮落的情況在家庭關系中的反映”,(1)單親家庭更多地被貼上負面標簽。因此,長期以來離婚不僅影響當事人的名譽和前程,而且被認為是青少年犯罪的家庭緣由;單親家庭也常與“失職父母”、“缺陷教育”和“問題兒童”掛鉤。盡管隨著時間的推移,社會的寬容度在遞增(尤其在上海等現(xiàn)代化大城市),但潛移默化的文化規(guī)范對單親主體的心理壓力和負擔往往比西方國家更甚。4.單親家庭的親緣網(wǎng)絡不同。家庭本位的中國文化與西方相比,更注重親屬網(wǎng)絡的作用。盡管目前核心家庭已占主導地位,但縱向的親子關系和橫向的兄弟姐妹間的互動依然較頻繁。我們的前期研究表明,相當一部分當事人在離婚后得到父母、兄弟姐妹的援手,有的甚至完全依賴親屬系統(tǒng)的支持,由此減少了其經濟困擾和親職壓力(徐安琪等,2001)。因此,本研究在借鑒前人研究成果的同時,根據(jù)中國的實際情況提出自己的技術路線和解釋模型。我們注意到以下問題:1.性別視角不是本研究關注的重點而僅作為控制變量之一,我們除了關注單親主體中離異與喪偶者的福利差異外,還關注離異者之間的群體差異。根據(jù)我們以往研究的經驗,離婚時取主動態(tài)度者往往對原配的評價及自我感受更差,并急于逃離不如意的婚姻,離婚后原先的壓力和痛苦會有所消減,福利水平有所改善的也會更多些。因此,我們除了將單親家庭與雙親家庭作比較外,還將分別估計單親身份獲得途徑不同者的福利水平及其他人口、經濟、社會心理和人文環(huán)境影響因素。2.社會轉型期產業(yè)結構調整等引起的下崗、待業(yè)、投資失敗、經營失利等生活事件和壓力將作為影響因素列入分析模型。3.由于多元化的家庭結構和生活方式在中國尚未獲得普遍認同,對離婚及單親的偏見無疑將對被訪者的福利感受產生負面影響,因此,我們還將社會偏見壓力量化為解釋變量。4.除了親屬支持作為影響因素外,子女的品學表現(xiàn)也被納入模型,因為中國提倡“獨生子女”政策,上海尤其走在前列(已連續(xù)9年人口出生率負增長),大多數(shù)家庭只生一個孩子,所以,子女的表現(xiàn)在相當大的程度上左右著父母的福利認知,尤其是把未來的希望和依靠都寄托在惟一親人——子女身上的單親主體更是如此。市場競爭和職業(yè)流動使教育、學歷變得分外重要,而單親母子/父子相依為命,子女是否孝順也將對父/母的自我感受起重要作用。這一點正常家庭也是如此(張結海,1999),同時,這也是東西方親子關系的一個較大的差異。因此,我們把“對子女學習成績滿意度”和“子女是否孝敬父/母”作為影響變量之一。本研究的解釋模型所要檢驗的是:家庭關系和結構、生活事件和壓力、社會支持和偏見、價值判斷和應對態(tài)度對被訪者福利水平的凈影響,而人口特征將作為控制變量納入模型。在此基礎上,我們的理論假設為:假設一:單親主體的主觀福利水平低于雙親被訪者,但不同單親結構主體的福利水平存在差異,其中離婚的主動方往往較快地走出婚變的陰影,而不愿離婚一方的福利感受較差,喪偶者由于配偶的意外過世,個人的情緒適應和主觀福利滿意度也相對較低;假設二:意外生活事件多或經濟資源缺乏者的福利水平較低;假設三:子女品學兼優(yōu)、有親屬網(wǎng)絡支持的單親父/母的主觀感受較佳;假設四:家庭結構發(fā)生變化后心態(tài)良好即積極應對婚姻挫折、個人自信心較強者有更大的概率自我感覺良好;假設五:多元化的寬松的社會人文環(huán)境與單親主體的福利水平呈正相關;假設六:隨著時間的推移,單親者的身心創(chuàng)傷將日漸痊愈,福利水平會逐步回升,而再婚前景樂觀者的主觀福利感受也相對良好;假設七:由于中國的特殊國情,性別差異將呈現(xiàn)與西方文獻描繪有所不同的結果,即單親女性的福利水平未必明顯低于男性。(二)效果變量和影響變量本研究的福利概念并非限于傳統(tǒng)意義的經濟資源、物質福利,而更關注與單親父母主體的身心感受、角色壓力和社會適應相關的主觀福利認知。由于主觀福利感受具有復雜、多維的內涵,不應由“總體滿意度”或“幸福感”之類的單項指標簡單構成,而是一個由一系列主客觀指標有機合成的全面、多元的評估體系。因此,用以測量研究對象福利水平的是一個多維組合量表。我們選取了18個由研究對象主觀認知的涵蓋物質生活滿意度、工作成就感、生理和心理感受、角色壓力和社會適應多側面的相關變量,并采用因素分析法使之簡化為多個復合因子(多維側面),即“職業(yè)與收入滿意度”、“亞健康癥狀”、“心理挫折感”、“親職壓力”和“人際適應”5個分量表(分值越高表示各側面福利水平越高),各新因子的特征值都在2.1以上,alpha系數(shù)均在0.7以上,總解釋量為67.8%(見表1)。對組成該量表的18個變量內在一致性的信度測定也證實,alpha系數(shù)高達0.86,表明該組合量表所選用的指標具有較好的結構效度和較高的內在一致性。為了測量其福利總水平,我們還以每個因子的方差貢獻率為權數(shù),計算各因子得分估計值的加權和,作為研究對象的福利總值。自變量用以檢驗我們理論假設的影響變量包括5大類26個指標:(1)人口特征被訪者的性別、年齡、教育程度和年薪金收入4項變量。(2)家庭結構和關系包括家庭類型、子女的品學表現(xiàn)和親屬支持3類。家庭類型在全體樣本模型中分夫婦雙全和單親兩類,在單親樣本中分喪偶、主動離異和被動離異三類,均為虛擬變量。子女的品學表現(xiàn)將以“子女孝敬父母”和“子女學習成績”兩個連續(xù)變量納入模型,1-5分別表示從很不好到很好。親屬支持主要詢問被訪者及其配偶(或前夫/妻)的父母、兄弟姐妹是否在孩子的生活照料、學習輔導和經濟補貼方面經常給予幫助,1-3分別表示沒有、有時和經常,由于經常獲得幫助的比重不高,我們將4方面的親屬(男方父母、女方父母、男方兄弟姐妹、女方兄弟姐妹)所給予的經濟、生活和學習3方面支持幫助的變量數(shù)值相加之和作為親屬支持影響變量(最低的12分表示沒有任何幫助,最高的36分表示在各方面都得到雙方近親屬的援手)。(3)生活事件或壓力我們選擇了3項指標,即“下崗、失業(yè)或工作挫折”、“父母身體欠佳壓力大”以及“家庭發(fā)生意外變故或挫折”,1-4分別代表經常、有時、偶爾和無,分值越高表示壓力越少。(4)社會支持和偏見壓力社會支持主要以“朋友援手”和“單位、社區(qū)支持”測量,包括在經濟拮據(jù)、子女撫育、找工作、家庭糾紛、法律咨詢或有煩惱、苦悶、抑郁時是否主動求助親屬以外的其他人或機構,或者得到過其他人或機構的主動幫助和服務,“朋友”也包括同事、同行和同學,“單位、社區(qū)”還包括鄰居、單位領導、工會、居委會、街道和心理、法律咨詢等,1-4分別代表從無到經常。由于所獲得的支持不多,我們也采取將各方面的支持幫助得分相加之和作變量刻度。具有負面影響的社會偏見指標,主要是單親主體所感受到的來自單位領導或同事、朋友或同學、街坊鄰居、孩子學校和大眾傳媒輿論方面的偏見和壓力,以及目前是否有“感到自己低人一等”或“總覺得別人在背后議論我”共7個變量,我們用因素分析方法復合成“社會偏見”、“同事、朋友偏見”和“敏感自卑”3個新因子,并以同樣的方法計算各因子得分的加權和作為“社會偏見壓力”變量。(5)價值判斷和應對態(tài)度價值判斷主要反映被訪者對婚姻或家庭挫折的態(tài)度以及對再婚前景的預測,即他們對“挫折會使人成長”、“婚姻是愛情的墳墓”和“再找個比配偶更好的伴侶比較難”的判斷(1-5分分別表示從“非常不同意”到“非常同意”);應對態(tài)度是把被訪者自述的“認為自己是有用之人”、“我覺得自己越來越能干了”和“我對將來充滿信心”的認同(1-5分分別表示從“非常不同意”到“非常同意”)用因素分析法簡化成“自信、積極應對”復合變量。26個指標經過復合、簡化,最后納入模型的自變量共有19個。三、樣本基本特征用以檢驗我們理論假設的是2002年4月完成的對上海50個居委會440個單親家庭和500個雙親家庭的入戶問卷調查資料。該調查的居委會抽樣采用多階段分層方法,即在全市11個區(qū)隨機抽取25個街道,再在每個街道隨機抽取2個居委會。雙親家庭采用概率抽樣即每個居委會等距抽取10個家庭,單親家庭為整群抽樣,即該居委會凡有中小學生或16歲以下孩子的單親家庭都是我們的調查對象。由于實際居住人口與戶籍人口并不完全一致,加上會遇到一些難以接受或拒絕訪問者,因此,我們按1∶2的比例多選了備用樣本。實際共使用了1361個樣本,其中因拆遷、搬家、房屋出租等戶口空掛的162戶,因重病住院、聾啞、智力障礙等無法接受調查的12名,出差、探親等18位,再婚、子女不同住或年齡過大等不屬于我們調查范圍的45人,拒絕訪問的134名,地址不清或錯誤的18戶,情況不明的(即在1個半月的調查期間反復上門無人在家)32名。調查成功的500位雙親者中男女均為50%,440個單親者中男性為47%,女性占53%(其中332個離異者中男性更多些,占55%,而108位喪偶者中女性多達76%);被訪者年齡最小的29歲,最大的56歲,平均年齡男為42.3歲,女為40.5歲,其中35歲以下的僅占7.8%,36-40歲占31.5%,41-45歲達45.9%,46歲以上14.8%;99%的家庭只有1個子女。從教育程度看,初婚者的男女教育程度無顯著差異,但單親女性的教育程度則高于男性,其中離異女性高中以上文化程度的占71.5%,不僅明顯高于離異男性的57.4%,而且明顯高于初婚女性的64.8%和喪偶女性的57.3%(見表2)。從目前的在職狀況看,離異者在職在崗即依然正規(guī)就業(yè)的僅占34.6%,既明顯低于初婚者的53.6%,也明顯低于喪偶者的43.5%,而自述下崗、待業(yè)、病、離/退休后未再就業(yè)的離異者達31.9%,高于喪偶者的29.6%和初婚者的25.2%。其中女性從事非正規(guī)就業(yè)或暫時無業(yè)的明顯多于男性。從薪金收入看,去年單親者全年的平均收入10534元,僅為雙親者的70%,其中單親女性的年均收入是雙親女性的81%,單親男性僅為雙親男性的63%。但單親女性與男性相比,收入差距較小些,即為79%(雙親為62%),其中離異女性與男性的差距更小些(見表3)。上述樣本的基本特征有助于我們理解和解釋本研究的最終結果,如為什么不同家庭結構、不同性別被訪者的福利狀況存在差異或無顯著差異等。本研究將首先以940個全體樣本(包括雙親和單親)資料對不同家庭結構被訪者福利水平的不同側面進行描述,其次分別以不同側面和總福利水平為因變量,建立多維模型和綜合模型,通過控制其他因素估計單親與雙親主體福利水平的實際差異,然后以單親樣本資料建立回歸模型,分別估計單親身份獲得途徑不同對象的福利水平以及其他人口、經濟、社會心理和人文環(huán)境影響因素,并對分析結果進行理論解釋。四、研究結果(一)不同性別家庭的福利差異如上所述,因素分析法所測定的多維組合量表包括5個分量表即福利水平的多維側面:職業(yè)和收入滿意度、亞健康癥狀、心理挫折感、親職壓力和人際適應。由于各自變量對不同側面福利水平的影響性質和強度可能不同,為了測量被訪者福利的總水平,我們還將以每個因子的方差貢獻率為權數(shù),計算5個因子得分估計值的合成分數(shù)即福利總值。為了更清晰地顯示不同家庭結構研究對象的福利水平差異,我們再將上述因子得分和福利總值轉化成最低為0最高為100的分值,分值越高表明主觀福利水平越高。我們首先描述不同家庭結構被訪者不同側面的福利水平及其總水平的差異性。表4顯示,以940個全體樣本資料作分析,單親父/母各側面的福利狀況以及總水平都顯著低于雙親父/母;以440個單親樣本作分析,喪偶者僅在亞健康癥狀方面低于離婚者;而以332個離婚樣本作分析,被動離異者在亞健康、親職壓力指標及總福利水平上均差于主動離異者。如果不作橫向比較而僅作縱向比較,即不和雙親家庭相比而僅以單親的目前狀況與離異或喪偶前相比,我們可以更清楚地看到,喪偶者所自述的婚姻挫折前后的變化中,無論是物質生活水平、身體健康還是心情,都顯示出現(xiàn)下降、變壞不良趨向的高于離異者;而離異者中主動離異者的自我感受又明顯好于被動離異者(見表5)。由于所遭遇的婚姻挫折的性質和強度不同,單親被訪者在敘述縱向對比感受時,所作出的變好或變壞的判斷主要以自己以前的狀況為參照,喪偶者因遭遇青壯年失夫或失妻的殘酷變故,而且他們大多夫妻感情篤厚,因此,前后對比反差更強烈,負面、消極的評價更甚也是自然的。主動離異者因原夫妻生活不盡如人意,期盼早日結束婚姻,故對婚變有足夠的心理準備,離異后大多數(shù)有解脫感,如在回答“離婚后您是否感到如釋重負或有一種終于得到解脫的感覺”時,作肯定回答的達70.3%,被動離異者僅占35.6%。然而,縱向比較只能反映個人在不同家庭生命周期的主觀感受,要客觀反映不同家庭結構群體之間福利狀況的實際差異,主要應對研究對象的主觀福利水平作橫向比較。但即使是橫向比較(如表4所示),由于單變量的簡單相關往往隱含著其他因素的交互影響,它們之間的關聯(lián)可能是虛假相關,因此,我們將建立多維模型和綜合模型,在排除其他因素的作用后估計家庭結構和關系等變量對被訪者福利水平的凈影響。(二)影響不同單獨群體福利水平及相關因素的綜合模型分析以940份全體樣本資料所建構的回歸模型估計結果表明,單親父/母的總福利水平明顯低于雙親家庭(見表6第6列的“綜合模型”),但他們面臨的最大壓力是撫養(yǎng)教育子女的親職重負,其次是心理挫折感,即有抑郁、孤獨、無助和人生失敗負面感受的更多,而在職業(yè)和收入滿意度、亞健康癥狀和社會適應方面與雙親父/母無顯著差異(見表6前5列的“多維模型”)。也就是說,單親的弱勢主要并非體現(xiàn)在生活質量的低滿意度,而在于親職壓力和心理挫折感。表4的單因素描述性分析結果顯示,單親父/母“職業(yè)、收入滿意度”明顯低于雙親父/母,而表6的多元回歸分析結果卻否定了前述的結果。這一方面說明,用簡單方法所作的預測往往會夸大單親家庭的消極面,另一方面也表明,家庭結構對被訪主體的職業(yè)、收入滿意度無顯著影響,無論是單親還是雙親,假如面臨的下崗/失業(yè)/工作挫折壓力較大、個人收入較低,他們在經濟層面的主觀福利水平也相對較低。對“亞健康癥狀”分量表的回歸分析結果也顯示,是否單親也不是主要影響因素,而年齡越大、家庭生活事件和挫折壓力越大,對被訪主體健康的不良影響越顯著。而影響研究對象社會適應的最主要的因素是子女是否孝敬父母、本人是否有足夠的自信和積極應對的態(tài)度以及朋友支持系統(tǒng)的有效性。由于單親群體內也可能存在較大的差異性,加上有研究表明隨著時間的推移、心理創(chuàng)傷的消減會提高單親家庭的福利水平,因此,按照原先的假設,我們將單親分為離異和喪偶,其中離異再分為主動離異和被動離異,并增加了單親身份距今時間的自變量,建立多維模型和綜合模型,以估計不同單親群體間的主觀福利感受的差異性,并探討影響其福利水平各側面以及總水平的主要因素。以440份單親樣本資料所作的多元回歸分析結果顯示,不同單親群體的總福利水平存在一定的差異性,被動離異者和喪偶者的主觀感受明顯差于主動離異者(見表7第6列的“綜合模型”),但他們之間的主要差異集中在亞健康癥狀側面(尤其是喪偶者身體狀況差、有食欲不振、失眠和心理疲憊感的概率高于主動離異者20%),而在其他側面未呈顯著的差異性(見表7前5列的“多維模型”)。從模型的解釋能力看,綜合模型的R2高達53%,表明該模型有較高的擬合度,多維模型的R2也都在17%以上,尤其是模型Ⅰ達39%,擬合度良好。下面我們分別對影響研究對象福利總水平及其各側面的其他因素進行解釋分析,首先參照表6和表7的“綜合模型”:1.生活壓力事件尤其是下崗、失業(yè)或工作挫折無論對雙親還是單親主體福利總值的影響都為最大,回歸系數(shù)分別為0.341和0.319,經濟收入也與福利總水平呈顯著正相關,表明社會轉型期的職業(yè)流動和分化在相當大的程度上影響著被訪者的主觀福利認知。2.良好的家庭代際關系對改善單親主體的福利有積極意義,子女的品學表現(xiàn)尤其是孝敬父母比學習成績好更令父母欣慰,親屬的支持也將減輕其撫養(yǎng)教育子女的壓力。盡管子女的學習成績在多維模型和綜合模型中都未顯示其顯著作用,但這并非表明學習成績對父母的福利感受沒有意義,而主要是因為“對子女學習成績滿意度”與“子女孝敬父母”兩變量間的相關性較大(Correlations=0.344),孩子對父母是否孝順往往比學習成績更重要。3.對婚姻或人生挫折的價值判斷和態(tài)度明顯影響當事人的福利取向,把挫折視作成長的經歷、以積極樂觀的態(tài)度應對壓力和逆境的單親主體有更大的概率認同自己的福利水平較高;同時,社會的偏見和壓力也將傷害單親者脆弱的心理,繼而使他們更多地產生抑郁、孤獨、無助或失敗感,而同事、朋友的真誠援手則會起到心理撫慰作用并有益于單親者適應和融入社會。4.與西方文獻不同的是中國單親女性的福利水平未呈現(xiàn)顯著低于男性的傾向。如前所述,這主要是因為:(1)中國的單親往往獲得更多的親屬支持,本研究的資料也顯示,喪偶和離婚單親獲得家人/親朋的年均資助數(shù)分別為1400元和1725元,其中女性更多些,分別為1617元和1828元(男性分別為715元和1640元);單親子女得到家人和親朋生活照料的也明顯多于雙親家庭。(2)中國已婚女性的就業(yè)率較高,她們與男子的收入差距也相對較小,表3顯示喪偶和離異女性的年薪金收入為男性的77%和81%,如果加上家人/親朋的支助、社會保障/資助以及離異者所獲得的子女撫養(yǎng)費(男性1041元和女性1408元),那么,喪偶和離異女性的年均總收入約占男子的9成左右。(3)中國的婚姻法規(guī)定,人民法院依法強制執(zhí)行有關撫養(yǎng)費等判決時,有關單位應負協(xié)助執(zhí)行的責任,這曾在維護子女經濟利益和減少單親家庭生活水平下降方面起過很好的作用。然而,在經濟轉型期,隨著職業(yè)流動的頻繁以及企事業(yè)單位原先的多元社會功能(尤其是對個人私生活的行政干預)的弱化(外移),因一方下崗、待業(yè)、失業(yè)、出省出國就業(yè)等不給付撫養(yǎng)費的遞增,經濟效益欠佳或外資、私營等企事業(yè)難以或不愿協(xié)助法院強行要求本單位職工履行給付孩子撫養(yǎng)費義務的也增多,這也加劇了一些單親的經濟困境,但