1. 引言
亲密伴侣暴力(Intimate Partner Violence, IPV)作为一个全球性的公共卫生与社会问题，长期受到研究者、政策制定者及社会公众的广泛关注。世界卫生组织的报告指出，全球约有三分之一的女性在其一生中曾遭受过来自伴侣的身体或性暴力(WHO, 2021)。在中国，北京大学医学部在2014年的研究结果显示，亲密伴侣暴力的发生率约为50% (张玮，洪炜，崔轶，苏英，2014)。另一项基于26篇中国地区亲密伴侣暴力流行率研究的元分析发现，我国一般群体中的身体暴力、心理暴力和性暴力终生发生率分别是2.5%~5.5%、17.4%~24.5%和0.3%~1.7% (Yang et al., 2019)。暴力行为不仅对受害者的身心健康造成即时与长期的严重损害，也侵蚀着家庭关系的根基与社会稳定。在探讨暴力发生、持续与干预的复杂图景中，除了施暴者与受害者的直接互动，一个至关重要的、却相对被忽视的视角是“观察者”或“公众”的态度。公众对IPV的认知、归因与态度，构成了影响受害者求助意愿、社会支持系统响应效率乃至社会文化规范对暴力容忍度的关键环境变量。其中，个体在面对伴侣暴力情境时，倾向于“忍耐”或“容忍”的心理反应，作为一种内在的态度倾向，可能是暴力得以隐匿、持续甚至升级的重要心理机制。因此，系统探究哪些因素影响人们对伴侣暴力的忍耐水平，并厘清其作用机制，对于深化IPV的社会心理理解、发展有针对性的公众教育与态度干预策略具有重要的理论与现实意义。
“忍一时风平浪静，退一步海阔天空”、“所以动心忍性，曾益其所不能”……这些关于“忍”的经典名言中国人都耳熟能详。“忍”是起源于中国本土的心理思想，更是中国人的一种国民性格。1949年，梁漱溟在《中国文化要义》中就提到了中国人“坚忍”、“容让”的国民性，沙莲香(1989)在《中国民族性》也提到了如能吃苦、耐性太好、忍从性等与忍有关的中国人民族性格。中国人的“忍”作为一种典型的人格特质与文化心理，同样可在跨文化比较的经典理论框架中得到阐释。霍夫斯泰德(Hofstede, 2011)提出的文化维度理论将各国文化差异归纳为六个基本维度，即个人主义–集体主义、权力距离、不确定性规避、男性化–女性化、长期取向–短期取向、放纵–约束。在该框架下，中国常被界定为具有高集体主义、长期导向与高约束特征的文化体(Hofstede et al., 2010)。而这些文化倾向与“忍”这一国民性格的高度契合，正揭示了其深植于文化结构中的心理根源。根据文化维度理论，Fischer和Manstead (2000)的研究发现，在多个国家样本中，个人主义国家比集体主义国家表现出更高的性别赋权水平(相关系数r = 0.62)。Triandis (1995)进一步指出，集体主义文化更容易导致对外群体的严苛与冷漠，从而可能助长家庭暴力行为。因此，本研究聚焦于亲密伴侣暴力语境中的“忍”，这一构念借鉴于亲密关系研究中对“宽恕”与“容忍”的探讨，如Ho等人(2023)所编制的宽容量表。在IPV情境下，高水平的忍耐可能意味着对暴力行为严重性的低估、对关系维持的过度优先考虑，或是对暴力后果的消极认知，这无形中可能助长暴力的常态化和持续发生。
影响个体对IPV忍耐水平的因素是多层次且相互交织的。现有文献主要从个体特征、暴力事件属性和社会文化背景几个方面进行了探讨。首先，观察者的性别是一个核心的个体差异变量。大量研究表明，男性通常比女性对伴侣暴力表现出更高的容忍度，尤其是当受害者是女性时(Gracia & Herrero, 2006; Straus, Kantor, & Moore, 1997)。这与传统的性别角色社会化有关，社会学习理论认为，男性更可能内化与“男性气概”相关的规范，这些规范有时包括对一定范围内暴力作为冲突解决方式的接受，以及对男性作为家庭“权威”的认同。同时，男性也倾向于对女性受害者的遭遇表现出更多的责备受害者倾向(Yamawaki et al., 2012)。反之，女性作为更可能成为IPV受害者的群体，通常对暴力行为更为敏感和不容忍(Sorenson & Thomas, 2009)。
其次，暴力事件本身的属性至关重要，其中受害者的性别和暴力类型是两个关键特征。关于受害者性别，尽管男性受害的真实发生率被普遍认为存在低估，但公众对其的认知和态度存在独特的“性别对称性”争论。一些研究发现，社会公众(包括男性和女性)对男性遭受伴侣暴力的态度更为复杂，有时甚至表现出更高的容忍或更倾向于将其视为“不那么严重”，这源于刻板印象中男性被预设为更强壮、更不易受伤，且男性受害挑战了传统的性别权力叙事(Sorenson & Thomas, 2009)。然而，也有研究指出，随着性别平等观念的普及，对男性受害的严肃认知正在提升。在暴力类型方面，与造成身体伤害的暴力相比，精神暴力(如辱骂、控制)因其隐蔽性，更易受到家庭暴力迷思(Peters, 2008)的影响而被公众最小化或视为关系冲突的正常部分，从而导致更高的容忍度。这种对暴力类型严重性的差异化感知，直接影响着个体在特定情境下的忍耐阈值。
再者，关系背景因素，特别是生育情况，是一个新兴但至关重要的考察维度。已有研究表明，婚姻状态和对子女的顾虑是受害者在决策时最常考量的核心现实因素(Anderson et al., 2003)。从决策理论来看，婚姻和子女会显著增加个体感知到的分离成本，从而使其更可能选择维持现状(Johnson, 1992)。生育作为家庭生命周期中的重要事件，深刻改变了关系的动力与个体的责任感知。因此，探讨“已生育”与“未生育”这一背景变量如何调节人们对伴侣暴力的态度，能够揭示家庭责任认知在态度形成中的作用。
除了上述人口学与情境变量，个体的内在心理特质是解释态度差异的更深层次机制。其中，性别角色态度反映了个体内化的关于男女性别角色分工、权力关系及行为规范的社会文化信念。持有更传统、不平等性别角色态度的个体，可能更认同家庭中基于性别的权力差异，将男性对女性的控制(包括一定形式的暴力)视为“正常”或“可接受”，从而表现出更高的忍耐(Dobash & Dobash, 1979; Gelles & Straus, 1980)。未来结果考虑则是个体在决策时权衡行为远期后果的稳定倾向(Strathman et al., 1994)。Strathman等人的理论将其分为“考虑未来”与“考虑当下”两个维度。个体的时间取向被认为是影响其在冲突情境中决策的关键因素，并在相关领域已得到实证支持。例如，Moore和Dahlen (2008)在研究攻击性驾驶时发现，考虑未来水平高的个体更少采取攻击性行为，更多采用建设性方式应对愤怒，这表明对未来后果的考量能有效抑制冲动性伤害反应，并促进适应性应对。因此，研究者推测在亲密伴侣暴力关系中，具有高考虑未来倾向的受虐者，因其更关注暴力的长期危害(如对身心健康、子女成长及人生发展的影响)，相较于关注即时压力缓解(如避免当下冲突、保持表面平静)的高考虑当下倾向者，可能具有更低的忍耐阈值和更强的改变动机。因此，未来结果考虑为理解受虐妇女差异化的去留决策提供了一个基于时间认知视角的新解释路径。
综上所述，研究旨在构建一个关于公众对IPV忍耐态度的多因素整合模型，不仅深化对IPV社会态度的科学理解，也为针对不同群体、不同暴力类型和关系背景的精细化公众教育与社会干预提供实证依据。
2. 方法
2.1. 对象与程序
本研究采用实验情景法，2 (观察者性别：男性，女性) × 2 (受害者性别：男性，女性) × 2 (暴力类型：躯体暴力，精神暴力) × 2 (生育情况：已生育，未生育)的四因素被试间设计。在研究问卷的知情同意部分，我们向参与者简要介绍了研究主题，并说明了所有数据都将被匿名处理，仅用于学术研究，参与者确认知情同意后方可进入后续部分。研究者要求参与者首先完成性别角色态度量表与未来结果考虑量表，后代入故事主人公的身份阅读一则随机呈现的故事情景材料，并回答后续5个项目以测量“忍”的水平。故事情景对受害者性别、暴力类型与生育情况三个因素进行了操纵，并设置了参与者随机进入机制，保证每一实验条件下参与者数量大致相当。
本研究采用多元线性回归分析，预测变量包括4个分组变量以及3个连续变量，使用G*Power计算本研究所需的样本量，设置中等效应量f2 = 0.15，显著性水平为0.05，统计检验力为0.95，模型中总预测变量数为28 (含7个主效应和21个交互项)，其中待检验的交互项数为21，计算得出所需最小样本量为226。本研究以线上问卷的形式采集数据，共收到数据582份，其中有82份数据未能通过注意力检查题和理解检测题检验而被剔除，最终纳入分析的有效数据为500份，问卷有效率为85.91%。参与者被划分为8组，每组人数在60~66人之间，其中男性205人，占比41%，女性295人，占比59%；平均年龄24 ± 4.5岁；受教育程度为初中及以下2人(0.4%)，高中或中专10人(2%)，专科及以下72人(14.4%)，本科400人(80%)，研究生及以上16人(3.2%)。尽管被试群体性别比例不完全平衡，但整体检验力分析显示总样本量(N = 420)远超最小需求(N = 226)，可检测中等效应(f2 = 0.15)的检验力 > 0.99。
2.2. 研究工具
在指导语中要求参与者代入故事主人公的角色，随后用文字描述一段关于亲密伴侣暴力的情景故事材料，材料改编自Tie和Zheng (2023)的研究。在情景故事中对受害者性别、暴力类型与婚育状况三个因素进行了操纵，共编写了8段材料。示例(已生育–躯体暴力–女性受害者组)如下：
张先生和你是一对夫妻，结婚五年，共同育有一个孩子，已经三岁了。你们在日常生活中偶尔会发生争吵。一天，你们在家中因为生活琐事产生了矛盾，在争执的过程中，张先生情绪失控，用力推搡你，并动手打了你一耳光。
操纵生育情况的文字描述为：“张先生/李女士和你是一对夫妻，结婚五年，共同育有一个孩子，已经三岁了……”(已生育)；或“张先生/李女士和你是一对夫妻，结婚五年，目前还未生育……”(未生育)。操纵暴力类型与受害者性别的文字描述为：“在争执的过程中，张先生/李女士情绪失控，用力推搡你，并动手打了你一耳光”(躯体暴力)；或“在争执的过程中，张先生/李女士情绪失控，出口辱骂了你，并摔门而去”(精神暴力)。
对伴侣暴力的“忍”使用五个项目测量，改编自Ho等人(2023)所编制的宽容量表，如：“我仍可保持冷静”。采用6点计分(从“非常不同意”到“非常同意”分别记为1~6分)，得分越高代表参与者对亲密伴侣暴力的忍耐水平越高。本研究中忍耐量表的一致性系数为0.879。
为保证对情景材料对于三个预测因素的有效操纵，要求参与者阅读材料后回答两个理解检测题(“请问在上述故事中发生了什么？”和“请问在上述故事中两人是否生育？”)，回答错误者作为无效数据剔除。
使用简明平等性别角色态度量表(SESRA-S)测量参与者的性别角色态度。该量表由日本学者Suzuki (1994)编制，吴梦玲(2017)进行了改编，根据中国文化背景删除了项目“婚后女性不一定要冠丈夫的姓，用自己的姓也是可以的”。改编后量表共包含14个项目(例如“因为女性必须要做家务和带小孩，所以和全职工作相比女性做兼职更好”)，量表采用5点计分，1 = 非常不赞同到5 = 非常赞同，分数越高表示性别角色态度越传统、不平等。在本研究中简明平等性别角色态度量表的Cronbach’s α系数为0.901。
使用未来结果考虑量表(CFC-S)测量个体在决定当前行为时对未来结果的考虑程度。该量表由Strathman等人(1994)编制，冯嘉溪等人(2020)对其进行了改编。该量表将未来结果考虑分为了两个维度，分别为考虑未来(CFC-Future)和考虑当下(CFC-Immediate)。考虑未来维度共包含5个项目(例如“我会考虑事情在未来会是什么样，并试图通过自己日常的行为来影响那些事情”)，考虑当下共包含7个项目(如“我只考虑当前的事情，未来的事情自会迎刃而解”)。量表采用7点计分，其中1代表题目中所描述的情况与自己完全不相符，7代表完全相符。每个维度所包含项目的得分求平均值，即为各维度得分。本研究中考虑未来分量表与考虑当下分量表的Cronbach’s α系数分别为0.791和0.900。
2.3. 数据处理
数据分析通过IBM SPSS Statistics 27.0软件完成。首先对连续变量进行描述性统计和相关分析，并使用独立样本t检验比较了性别差异。采用分层多元回归，以年龄与学历作为控制变量，分析性别角色态度、考虑未来、考虑当下与四个分类变量对因变量的影响。二分类变量按照以下形式进行编码：观察者性别(0 = 女性；1 = 男性)，受害者性别(0 = 女性；1 = 男性)，生育情况(0 = 未生育；1 = 已生育)，暴力类型(0 = 精神暴力；1 = 躯体暴力)。以“初中及以下”为参照对学历层次进行虚拟编码并将自变量中的连续变量做中心化处理后，在回归方程中，第一层放入年龄与学历层次，第二层放入预测变量，第三层放入预测变量间的所有二向交互项。多重共线性诊断结果表明，方差膨胀因子(VIF)均<10，因此认为不存在多重共线性问题。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
由于本研究采用了自我报告的方式收集数据，其研究结果可能受到共同方法偏差的影响(周浩，龙立荣，2004)。为控制可能在本研究中出现的共同方法偏差问题，数据分为两个批次匿名收集，且部分题项采用反向计分的方式。首先使用Harman单因素检验法，对所有项目进行探索性因素分析，结果显示，特征值大于1的因子共有5个，第一个公因子的解释率为23.85%，小于40%的临界值(Podsakoff et al., 2003)。再使用Amos 27.0构建验证性因子模型M1，随后在M1的基础上构建包含方法因子的模型M2。比较模型MI和模型M2的主要拟合指数得：∆GFI = 0.034，∆NFI = 0.033，∆IFI = 0.031，∆TLI = 0.027，∆CFI = 0.031，∆SRMR = 0.018，∆RMSEA = 0.008，各项拟合指数的变化均小于0.04，表明加入共同方法因子后，模型拟合并未得到显著提升，说明测量中不存在显著的共同方法偏差(刘斯漫等，2015)。
3.2. 描述统计与相关统计分析
观察者性别、性别角色态度、考虑未来、考虑当下与忍的描述性统计与相关分析结果见表1，性别角色态度、考虑未来、考虑当下与忍的独立样本t检验结果见表2。相关分析结果表明，观察者性别与性别角色态度、考虑未来、忍呈正相关，考虑当下与性别角色态度、考虑未来与忍呈显著正相关，考虑未来与考虑当下呈显著负相关。在性别差异方面，男性的性别角色态度得分(M = 35.43, SD = 11.16)显著高于女性(M = 24,29, SD = 6.77)，t = −12.76, p < 0.001；男性考虑未来的水平(M = 5.47, SD = 0.98)显著高于女性(M = 5.27, SD = 0.98)，t = −2.35，p < 0.05；男性的忍耐水平(M = 20.19, SD = 5.91)显著高于女性(M = 17.85, SD = 6.50), t = −4.09，p < 0.001；男性与女性考虑当下水平无显著差异。
Table 1. Descriptive statistics results and correlation coefficients for continuous variables and observer gender
表1. 连续变量及观察者性别的描述统计结果及相关系数
|
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
1. 性别角色态度 |
28.86 ± 10.39 |
— |
|
|
|
|
2. 考虑未来 |
5.35 ± 0.98 |
−0.05 |
— |
|
|
|
3. 考虑当下 |
4.08 ± 1.37 |
0.21** |
−0.29** |
— |
|
|
4. 忍 |
18.81 ± 6.36 |
0.01 |
0.23** |
−0.07 |
— |
|
5. 观察者性别 |
— |
0.53** |
0.11* |
0.01 |
0.18** |
— |
注：观察者性别(0 = 女性；1 = 男性)；*p < 0.05；**p < 0.01。
Table 2. Gender differences in continuous variables
表2. 连续变量的性别差异
|
性别 |
M ± SD |
t |
df |
p |
Cohen’s d [95%CI] |
差异 |
性别角色态度 |
女性 |
24.29 ± 6.77 |
−12.76 |
307.78 |
< 0.001 |
−1.26 [−1.46, −1.07] |
男性 > 女性 |
|
男性 |
35.43 ± 11.16 |
|
|
|
|
|
考虑未来 |
女性 |
5.27 ± 0.98 |
−2.35 |
498 |
0.019 |
−0.21 [−0.39, −0.04] |
男性 > 女性 |
|
男性 |
5.47 ± 0.98 |
|
|
|
|
|
考虑当下 |
女性 |
4.07 ± 1.34 |
−0.15 |
498 |
0.882 |
−0.01 [−0.19, 0.17] |
无显著差异 |
|
男性 |
4.09 ± 1.42 |
|
|
|
|
|
忍 |
女性 |
17.85 ± 6.50 |
−4.09 |
498 |
< 0.001 |
−0.37 [−0.55, −0.19] |
男性 > 女性 |
|
男性 |
20.19 ± 5.91 |
|
|
|
|
|
3.3. 性别因素、背景因素与未来结果考虑对“忍”的影响
使用SPSS 27.0进行分层回归分析，以忍作为因变量，在第一层放入年龄与学历的虚拟变量，在第二层放入性别因素、背景因素和未来结果考虑作为预测变量，第三层放入所有二向的交互项。分层回归分析结果如表3所示，由于交互项过多，只报告了所有显著或边缘显著的交互效应结果。
第一层回归分析结果表明，年龄与学历对于“忍”的影响均不显著。第二层回归分析结果表明，考虑未来、观察者性别、受害者性别、暴力类型的主效应均显著。对于考虑未来，考虑未来正向预测忍耐水平，表明倾向于考虑未来的个体持有更高的忍耐水平；在观察者性别方面，男性参与者(M = 20.19, SD = 5.91)比女性参与者(M = 17.85, SD = 6.50)有着更高的忍耐水平；在受害者性别方面，相比于受害者是女性(M = 15.93, SD = 5.97)的情况，当受害者是男性(M = 21.64, SD = 5.40)时，个体的忍耐水平更高；在暴力类型方面，相比于躯体暴力(M = 17.57, SD = 6.76)的情况，当暴力类型是精神暴力(M = 20.06, SD = 5.68)时，个体的忍耐水平更高。
分层回归的第三层加入了21个二向交互项，旨在检验各预测变量之间的交互效应。结果显示，交互项作为一个整体显著增加了模型的解释力(ΔR2 = 0.06, p = 0.002)。为控制多重比较带来的假阳性风险，采用Benjamini-Hochberg方法对结果进行FDR (错误发现率)校正(Benjamini & Hochberg, 1995)。考虑到本研究关于交互作用的分析具有探索性，且已有研究指出交互效应的检测通常需要更大的样本量(即统计功效较低；Aiken & West, 1991)，为在严格控制假阳性发现的同时，平衡统计功效以识别潜在的、有理论意义的交互模式，我们参考同类探索性研究的实践，将FDR的显著性阈值设定为q < 0.10 (Tung et al., 2021)。达到此标准的效应将被报告为显著，而未达到此标准但p < 0.01的效应，将被视为提示性证据并在讨论中谨慎提及。经过错误发现率校正控制多重比较，在q < 0.10的水平上，只有考虑当下和生育状况的交互项达到统计显著性。这表明在本研究中，各预测变量对“忍”的影响主要是独立的主效应，而非复杂的交互作用。
Table 3. Hierarchical regression analysis of gender, scenario, and consideration of future consequences on forbearance
表3. 性别因素、背景因素和未来结果考虑对忍的分层回归分析
预测变量 |
|
β |
b |
SE |
t (p) |
FDR q |
R2 (p) |
ΔR2 (p) |
第一层 |
|
|
|
|
|
|
0.01 (0.54) |
|
|
年龄 |
0.03 |
0.05 |
0.07 |
0.69 (0.49) |
|
|
|
|
学历(参照：初中) |
|
|
|
|
|
|
|
|
高中/中专 |
0.06 |
2.49 |
2.12 |
1.18 (0.24) |
|
|
|
|
大专 |
0.01 |
0.09 |
1.41 |
0.06 (0.95) |
|
|
|
|
本科 |
0.05 |
0.80 |
1.29 |
0.62 (0.54) |
|
|
|
|
研究生及以上 |
−0.06 |
−2.10 |
1.40 |
−1.51 (0.13) |
|
|
|
第二层 |
|
|
|
|
|
|
0.32 (<0.001) |
0.31 (<0.001) (<0.001) |
|
考虑未来 |
0.21 |
1.33 |
0.26 |
5.13 (<0.001) |
|
|
|
|
观察者性别 |
0.16 |
2.04 |
0.59 |
3.48 (<0.001) |
|
|
|
|
受害者性别 |
0.44 |
5.54 |
0.48 |
11.56 (<0.001) |
|
|
|
|
暴力类型 |
−0.21 |
−2.68 |
0.48 |
−5.61 (<0.001) |
|
|
|
第三层 |
|
|
|
|
|
|
0.39 (<0.001) |
0.06 (0.002) |
|
观察者性别 × 受害者性别 |
−0.22 |
−3.30 |
1.19 |
−2.77 (0.006) |
0.126 |
|
|
|
考虑当下 × 生育状况 |
−0.15 |
−0.98 |
0.38 |
−2.61 (0.009) |
0.095 |
|
|
|
暴力类型 × 受害者性别 |
0.16 |
2.29 |
0.95 |
2.41 (0.02) |
0.112 |
|
|
|
性别角色态度 × 生育状况 |
−0.16 |
−0.13 |
0.06 |
−2.29 (0.02) |
0.116 |
|
|
|
考虑未来 × 受害者性别 |
0.12 |
1.09 |
0.52 |
2.07 (0.04) |
0.164 |
|
|
注：FDR校正采用Benjamini-Hochberg方法；观察者性别(0 = 女性；1 = 男性)，受害者性别(0 = 女性；1 = 男性)，生育情况(0 = 未生育；1 = 已生育)，暴力类型(0 = 精神暴力；1 = 躯体暴力)。
Figure 1. Interaction between type of violence and victim gender
图1. 暴力类型与受害者性别的交互作用
使用PROCESS Model 1 (Hayes, 2022)进行分析，结果如图1所示，考虑当下和生育状况的交互作用显著(b = −0.910，SE = 0.415，p = 0.029，FDR矫正后q = 0.095，ΔR2 = 0 .01)。简单斜率分析显示，当已生育时，考虑当下水平高的个体对于亲密伴侣暴力的忍耐水平更低(b = −0.774, SE = 0.292, t = −2.653, p = 0.008, 95% CI [−1.347, −0.201])。当未生育时，个体考虑当下的水平对忍耐没有显著影响(b = −0.136, SE = 0.295, t = 0.463, p = 0.644, 95% CI [−0.442, 0.715])。
4. 讨论
本研究通过实验情景法，系统考察了观察者性别、受害者性别、暴力类型、生育情况等情境因素，以及性别角色态度、未来结果考虑等心理特质，对亲密伴侣暴力情景中的忍耐水平的独立与交互影响。主要研究发现可概括为以下几点：1) 在控制人口学变量后，考虑未来、观察者性别、受害者性别和暴力类型对忍耐水平具有显著的主效应；2) 整体上，各预测变量主要通过独立的主效应发挥作用，交互效应整体贡献有限且经过严格多重比较校正后，仅有一个交互项达到预设的显著性标准；3) 考虑当下与生育情况的交互作用达到统计显著性，表明生育状况调节了考虑当下对忍耐的影响；4) 尽管未通过严格的FDR校正，观察者性别与受害者性别的交互作用显示出清晰的模式，具有潜在的理论启示。以下将结合现有理论与本研究发现展开综合讨论。
4.1. 主效应的发现与解释
本研究发现，考虑未来对忍耐水平具有显著的正向预测作用，即倾向于权衡行为远期后果的个体，在面对亲密伴侣暴力时反而表现出更高的忍耐倾向。这一结果表面上看与Strathman等人(1994)所提出的“高未来取向有助于促进健康决策”的一般性假设存在一定差异，但在亲密关系这一高度互依的社会情境下，存在多种可能的解释路径。一种可能的解释在于，高考虑未来的个体或将“关系的持续性”本身视为重要的远期目标。根据投资模型(Rusbult, 1980)，当个体在关系中投入大量时间、情感与资源后，其关系承诺水平随之提升，并形成较高的预期分手成本——即终止关系所伴随的心理、社会与经济代价，进而倾向于选择维持而非终止关系。在此框架下，短期忍耐行为可被重新界定为一种旨在避免即时关系解体的关系维系策略。
其次，观察者性别的显著效应(男性更容忍)与大量既有研究结论一致(如Gracia & Herrero, 2006)。这支持了性别社会化理论的解释。男性在社会化过程中更多地内化了与传统“男性气概”相关的规范，这些规范可能包含对攻击性作为解决问题手段的部分接纳，以及对男性在关系中主导地位的认同。因此，男性观察者可能更倾向于将一定程度的暴力视为关系冲突中“正常”或“可理解”的部分。相反，女性作为IPV的主要受害群体，基于自身更高的受害风险感知和同理心，对暴力行为表现出更低的容忍阈值(Sorenson & Thomas, 2009)。
再次，受害者性别的显著效应(对男性受害者更容忍)是本研究的核心发现之一。这一结果揭示了公众对IPV认知中存在显著的“性别双重标准”。当受害者是男性时，其遭遇可能被部分观察者下意识地轻视，这源于“男性更强壮、不易受伤害”的刻板印象(Seelau, Seelau, & Poorman, 2003)。这种态度实质上是将男性受害者“去受害者化”，低估了暴力对其造成的伤害，从而提高了容忍度。这凸显了推动IPV认知超越性别刻板印象、关注所有受害者权益的公共教育必要性。
最后，暴力类型的效应(对精神暴力更容忍)符合预期。精神暴力因其缺乏物理痕迹、界定相对模糊，常被公众低估其严重性与危害性，甚至被误读为“激烈争吵”或“情绪发泄”。相比之下，躯体暴力的外显性和对身体的直接侵犯，更容易触发观察者强烈的道德谴责和不安全感，从而导致更低的容忍度(Follingstad, DeHart, & Green, 2004)。这一发现强调，在反家暴宣传与教育中，必须着力提升公众对精神暴力、经济控制等非身体暴力形式之危害性的认识。
4.2. 交互作用的揭示与理论意涵
尽管主效应构成了主要解释力，但本研究发现的显著交互作用为进一步理解态度形成的复杂性提供了线索。
在控制错误发现率(FDR校正后q = 0.095)的水平上，考虑当下与生育状况的交互作用显著，表明生育背景调节了该特质对忍耐水平的影响方向。简单斜率分析进一步揭示，在已生育群体中，高考虑当下的个体反而表现出更低的忍耐水平。这一看似反直觉的结果，可能反映了生育经历所带来的社会心理机制转变。当个体成为父母后，家庭环境——尤其是子女的即时健康与安全——往往成为最突出的当下关切。高考虑当下的父母可能对家庭冲突或暴力行为所诱发的紧张氛围更为敏感，尤其无法容忍这些行为对子女造成的直接情绪冲击或心理风险(Davies & Cummings, 1994)。换言之，他们的当下关注焦点已从个人情境转向家庭系统的即时稳定，因而迅速触发保护性低容忍反应。相反，在未生育的情境中，由于缺乏“子女福祉”这一核心的当下关切载体，考虑当下特质并未显著影响忍耐水平。这说明，个人特质的表现并非固定不变，而是高度依赖情境线索；生育所带来的责任重构与注意分配变化，正是关键的情境调节变量(Nomaguchi & Milkie, 2020)。
4.3. 研究贡献、局限与未来方向
本研究的贡献在于：第一，在一个实验框架下时验证了多个关键情境因素与核心心理特质对IPV容忍度的独立影响，明确了其相对重要性。第二，发现了考虑未来在关系暴力语境下独特的正向预测作用，以及考虑当下与生育状况有意义的交互模式，丰富了未来结果考虑理论在亲密关系领域的应用。第三，揭示了公众对男性受害者存在更高容忍度这一现实，为完善性别平等的反暴力倡导提供了参考。
本研究亦存在若干局限：首先，研究采用情景模拟与自我报告法，尽管通过了严格的共同方法偏差检验，但参与者的反应与其真实遭遇暴力时的态度和行为之间可能存在差距。未来研究可结合纵向追踪或更为隐蔽的测量方法。其次，交互效应的探索尽管采用了FDR校正以控制一类错误，但部分有理论意义的交互项(如观察者性别 × 受害者性别)未能达到严格显著性标准，提示未来需要更大样本或更聚焦的设计来检验这些复杂的交互机制。最后，本研究尚未对关键中介机制进行系统检验。研究发现“考虑未来”倾向对亲密伴侣暴力情境中的忍耐水平具有显著正向预测作用，但其内部心理路径仍未得到充分揭示。该效应是否通过“关系承诺度”、“投资规模”或“预期分手成本”等中介变量发挥作用，尚待后续研究进一步检验。
5. 结论
综上所述，本研究揭示，个体对亲密伴侣暴力的“忍耐”态度，主要由观察者性别(男性更容忍)、受害者性别(对男性更容忍)、暴力类型(对精神暴力更容忍)以及个体对未来结果的考量方式(考虑未来者更容忍)所驱动。生育状况与考虑当下的交互作用表明，家庭责任背景会改变个人特质的作用方向。这些发现从社会文化与认知动机的双重角度，深化了对IPV公众态度形成机制的理解，为开展分群体、分情境、有针对性的社会观念干预与实践提供了实证依据。最终，降低对一切形式亲密伴侣暴力的社会容忍度，是保护所有个体免受关系伤害、促进健康平等关系文化的关键一步。